[摘要]基于2015年中国综合社会调查数据，运用中介效应模型进行实证分析，探讨社会资本对女性基层选举参与的影响机理。实证检验发现：社会资本显著影响女性基层选举参与和社会性别意识，且社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间具有中介效应。据此，应强化女性社会资本和优化女性社会性别意识，以进一步推进女性基层选举参与。
[关键词]女性基层选举参与;社会资本;社会性别意识
随着中国社会主义民主政治建设的快速发展，基层政治参与逐渐成为基层民主政治建设的重要推力。女性作为社会主体的重要组成部分，不仅为社会经济发展作出贡献，也在基层民主政治建设中扮演着重要的角色。因此，分析女性基层选举参与的影响机理具有重要的现实意义。
一、文献综述与研究假设
(一)文献综述
学界关于女性政治参与影响因素的研究侧重于从社会性别角度和外部环境角度展开。
1.社会性别角度。基于社会性别角度对女性政治参与影响因素的研究中，叶世明发现观念领域和价值体系中的女性社会角色规范，即“男主外，女主内”的传统社会性别角色规范制约着女性的政治参与[1]；潘泽泉等运用多元线性模型对性别意识视角下的中国女性政治参与意识及其影响因素进行研究，发现性别意识对女性的政治参与意识有显著正向影响, 即性别意识越强的女性的政治参与意识越强，性别意识越弱的女性的政治参与意识越弱[2]；鲍静研究指出女性参政受社会性别意识影响，传统的“男主外，女主内”的角色定位低估了女性的社会价值，给女性政治参与造成较大的阻碍[3]；魏崇辉研究性别意识在女性政治参与中的作用，发现性别意识有助于促进女性有序政治参与的实现[4]。
2.外部环境角度。基于外部环境角度对女性政治参与影响因素的研究中，学界侧重于从经济因素、传统文化、社会资本等方面展开。张互桂认为社会经济基础是影响女性政治参与的重要因素，男女性别间的收入差距促使女性将时间和精力投入到职业发展中，难以有足够的时间和精力进行政治参与，且以男性为中心的传统政治文化对女性政治参与具有负向影响[5]；戴玉琴等基于村民自治中女性政治参与不足的现状，分析指出传统社会性别文化和经济地位等因素影响了农村女性政治参与的程度[6]；董江爱等研究发现传统文化对女性的偏见与社会对女性的偏见严重影响了农村女性的政治参与[7]；胡书芝等基于社会化理论考察城乡流动背景下的农村女性政治参与，研究发现社会交往能提高农村女性的政治参与[8]；张艳研究指出农村留守妇女的非亲属关系更有利于她们获得社会网络支持，从而促进农村留守妇女参加村民自治活动[9]。
综上所述，学界关于中国女性政治参与影响因素的研究已取得较为丰富的成果。但既有研究多限于理论层面与个案的分析，运用大样本数据进行实证分析的研究较少，尤其是较少系统地从社会性别角度和外部环境角度展开实证研究。因此，本研究基于2015年中国综合社会调查数据，结合社会性别因素和外部环境因素，对女性基层选举参与的影响机理展开探讨，以期为基层民主政治的发展提供一定的借鉴。
(二)理论基础
1.社会认知理论。班杜拉的社会认知理论认为，个体行为是社会认知和社会环境相互作用的产物[10]。一方面，社会认知是个体行为的基础。人的思想、信念、情感、意向等认知因素对其行为起支配和引导作用，且社会环境作为外部条件会影响个体行为发生的强度[10]。另一方面，社会认知受社会环境制约。社会环境通过个体感受系统促使个体去感知和体验环境，引起个体对社会、他人和自己的看法，进而影响其行为[11]。根据社会认知理论构建的关于社会认知、社会环境和个体行为三者之间关系的研究框架，社会性别意识作为社会认知的组成部分会影响个体行为的发生;同时，社会资本作为社会环境的组成部分也会影响个体行为的发生，且社会资本会通过社会性别意识影响个体行为的发生。因此，本研究选取社会性别意识作为社会认知的代理变量，选取社会资本作为社会环境的代理变量，系统探究社会资本、社会性别意识对女性基层选举参与的影响。
2.社会资本理论。帕特南系统论述了由信任、规范和网络组成的社会资本对政府绩效的影响，研究指出公民会依照一定的规范形成人际关系网络，这种人际关系网络越多，他们之间就越有可能合作，而合作会增加他们之间的信任，进而促使他们更为积极地展开政治参与[12]。由此可知，社会资本会影响个体的政治参与，即个体的政治参与受到由人际关系网络、信任等构成的社会资本的影响[13]。因此，本研究选取社会交往、社会信任作为社会资本的代理变量，系统探究社会交往、社会信任对女性基层选举参与的影响。
(三)研究假设
1.社会资本与女性基层选举参与的关系假设。根据帕特南和科尔曼对社会资本这一概念的提炼和概括[12]，本研究认为社会资本主要由两部分构成：一是客观的非正式的社会网络，以成员间平等和互相尊重的社会交往作为衡量尺度；二是主观的道德规范和价值观，以成员间的信任状况作为衡量尺度。在基层选举中，女性之间的社会关系网络有助于其展开沟通交流，女性可以通过社会关系网络建立良性信任关系来交换信息并强化对政治权利的认知，进而更加积极地参与基层选举。李青芮基于西藏女性政治参与行为的实际调研，分析指出人际关系和信任都对女性基层选举参与具有显著的正向关系[13]。鉴于此，提出假设H1：社会交往对女性基层选举参与具有正向影响，即社会交往频率越高，女性越愿意参与基层选举。假设H2：社会信任对女性基层选举参与具有正向影响，即社会信任度越高，女性越愿意参与基层选举。
定理 2.1 设S是具有可乘拟恰当断面S°的富足半群,对S的任意好同余对(σ,τ),关系ρ(σ,τ)是S的在R和L上的限制分别为σ和τ的唯一的好同余。
2.社会资本与社会性别意识的关系假设。社会认知理论认为，认知是特定环境作用的产物。石红梅等分析指出，女性社会性别意识的影响因素主要来自社会、家庭和个人[14]。可见，社会资本会影响社会性别意识，即女性的社会交往频率和社会信任度会影响其社会性别意识。鉴于此，提出假设H3：社会交往对社会性别意识具有正向影响，即社会交往频率越高，女性的社会性别意识越先进。假设H4：社会信任对社会性别意识具有正向影响，即社会信任度越高，女性的社会性别意识越先进。
高职院校除了在必修数学课程教学中注重数学文化素养培养外，还应开设选修课。以数学知识为载体、以提高学生应用能力为目标、以培养学生数学素养为宗旨，开设数学文化选修课，旨在通过数学文化推动高职数学教学革新。
3.社会性别意识与女性基层选举参与的关系假设。社会性别意识是在社会化过程中构建出的男性和女性分别承担的责任和作用。中国传统社会性别观念影响深远，“男主外女主内”“贤妻良母”等观念使得女性走向社会、参与政治的阻力大于男性；且女性在社会分工上对男性的附属化也削弱了女性政治参与的家庭支持，从而对女性政治参与的积极性产生制约。鉴于此，提出假设H5：社会性别意识对女性基层选举参与具有正向影响，即社会性别意识越先进，女性越愿意参与基层选举。
本研究将变量分为因变量、自变量、控制变量和中介变量。各变量的赋值和描述性统计如表1所示。
二、变量设置与模型构建
(一)数据来源
引言:目前,罗哌卡因被较为广泛地应用于剖宫产术中的麻醉药物中。罗哌卡因不仅可以减少剖宫产产妇的手术痛苦,而且有较长的阻滞时间,优势显著[1]。相关研究表明,小剂量罗哌卡因复合舒芬太尼腰麻能够较好地应用于剖宫产手术中,并且麻醉效果良好[2]。但是罗哌卡因复合不同剂量舒芬太尼腰麻对手术麻醉效果以及产妇的影响存在较大差异。本文选取我院2016年7月至2017年4月收治的60剖宫产产妇研究小剂量罗哌卡因复合不同剂量舒芬太尼腰麻在剖宫产术中的麻醉效果,现报道如下。
(二)变量设置
4.中介效应的假设。上述分析提出的假设认为，女性基层选举参与受社会资本影响，同时, 社会性别意识也是女性基层选举参与的重要影响因素。依据社会认知理论，社会资本会通过社会性别意识影响女性基层选举参与。因此，社会性别意识可作为社会资本和女性基层选举参与的中介变量。鉴于此，提出假设H6：社会性别意识在社会交往和女性基层选举参与之间具有中介作用。假设H7：社会性别意识在社会信任和女性基层选举参与之间具有中介作用。
表1各变量的赋值和描述性统计
Table 1 Variable values and descriptive statistics
变量赋值均值标准差因变量 女性基层选举参与没有参加投票=0,参加投票=10.460.50自变量 社会交往很少=1,有时=2,经常=31.890.83 社会信任不同意=1,说不清=2,同意=32.420.81控制变量 年龄被调查者的实际年龄/岁50.6016.68 受教育年限被调查者的受教育年限/年7.885.05 政治面貌非中共党员=0,中共党员=10.100.31 婚姻状况未婚=0,已婚=10.780.42 户籍农业户口=0,非农业户口=10.420.49 社会经济地位较低=1,差不多=2,较高=31.700.54 基本医疗保险没有参加=0,有参加=10.920.28中介变量 社会性别意识完全同意=1,比较同意=2,无所谓同意不同意=3,比较不同意=4,完全不同意=52.671.19
1.因变量。因变量为女性基层选举参与。在问卷中用“上次居委会选举、村委会选举，您是否参加了投票”来衡量。该变量为二分类变量，将没有参加投票赋值为0、参加投票赋值为1。在对样本数据进行简单处理后，发现女性投票率为46%，可见女性基层选举参与水平较低。
不同转子位置时,三相12/8极DSEM的同时导通的两相自感波形如图3所示。从图3可以看出,3个串联电感每60°电角度发生一次变化,采用注入脉冲检测电流响应可以间接判断静止时转子所在的60°电角度区域。
温室遮阳系统的原理是通过调节光照强度来改变温室内的环境。在炎热的夏季，遮阳布可以挡住部分强烈的阳光，防止植物被烈日灼伤，同时使部分阳光均匀照射在植物上面，避免光照过度集中。在夏季采用外遮阳系统，可以使温室内的温度比外界温度降低3～5℃。
2.自变量。自变量为社会资本。本研究选取社会交往和社会信任作为社会资本的两个维度。其中，社会交往主要通过询问“您是否经常在您的空闲时间社交”来衡量，选项分为很少、有时、经常，依次赋值为1、2、3，得分越高代表女性的社会交往频率越高。社会交往的均值为1.89，表明多数女性的社会交往频率一般。社会信任主要通过询问“总的来说，您是否同意社会上大多数人是可信的”来衡量，选项分为不同意、说不清、同意，依次赋值为1、2、3，得分越高代表女性的社会信任度越高。社会信任的均值为2.42，表明多数女性认同社会上的大多数人是可信的。
3.控制变量。控制变量包括年龄、受教育年限、政治面貌、婚姻状况、户籍、社会经济地位和基本医疗保险。据统计，样本的分布具有统计学上的意义。其中，年龄的均值为50.60岁，标准差为16.68，表明被调查者具有较大的年龄差异；受教育年限的均值为7.88年，表明被调查者的受教育年限较低，多数为初中教育程度；政治面貌的均值为0.10，表明被调查者多数不是中共党员；婚姻状况的均值为0.78，表明被调查者多数为已婚；户籍的均值为0.42，表明被调查者多数为农业户口；社会经济地位的均值为1.70，表明多数女性的社会经济地位较低；基本医疗保险的均值为0.92，表明多数女性都参加了基本医疗保险。
4.中介变量。中介变量为社会性别意识。本研究用女性对传统社会性别分工观念的认同程度来衡量，问卷题项为“您是否同意男人以事业为重，女人以家庭为重？”该变量为有序变量，运用李克特五点量表，将完全同意赋值为1、比较同意赋值为2、无所谓同意不同意赋值为3、比较不同意赋值为4、完全不同意赋值为5。社会性别意识的均值为2.67，表明多数女性较为认同传统的社会性别分工观念。
Y=b1+a1·S+γ1·Xj+ε1
(三)模型构建
本研究借鉴温忠麟等的中介效应模型来验证社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间的中介作用[15]。中介效应回归方程如下：
针对上述方法存在的问题，本文以文献[1]的测量方法为参考，设计了测量链路，研究了互调发射测量数据随被测发射机与干扰信号源间链路衰减量变化的规律，提出了通过调节测量链路衰减量以实现互调发射抑制比的精确测量方法.实测验证结果表明，这种方法可操作性较好，能够准确测量多种类型的互调发射抑制比，易于实现自动化测量.
红狮控制作为一家资深的自动化技术与设备供应商,在物联网时代也将其自身的定位突破传统自动化的限制，积极发展云计算、网络通信技术以及无线和蜂窝等技术以实现对制造业技术的再度升级，公司已经基于成熟的自动化技术的基础尝试了众多智能制造方面的产品，相对应的云平台接入和整合的产品不仅有无线通信类的产品，也有控制转换类的产品。
(1)
M=b2+a2·S+γ2·Xj+ε2
本研究采用的数据来源于2015年中国综合社会调查(Chinese General Social Survey, CGSS)，该调查样本规模大，问卷涵盖多项指标，具有一定的代表性。考虑到基层制度化政治参与的主要形式为投票，且未满18周岁的公民不具有选举权，因此，选取大于18周岁的女性群体为研究样本，剔除样本中的奇异值和缺失值后，共有5 470个有效样本。
(2)
Y=b3+a3·S+c·M+γ3·Xj+ε3
(3)
方程(1)是检验社会资本对女性基层选举参与的影响，方程(2)是检验社会资本对社会性别意识的影响，方程(3)是检验加入社会性别意识后社会资本对女性基层选举参与的影响。其中,Y表示女性基层选举参与,S表示社会资本,M表示社会性别意识,Xj表示控制变量,b1、b2、b3表示回归截距,a1、a2、a3、γ1、γ2、γ3、c表示回归系数,ε1、ε2、ε3表示随机误差项。
从“德”的观念产生之初，几乎就没有不谈“天德”的“仁德”，汉儒以“德”说灾祥亦是如此，融合两个层面。“仁德”与“昏德”相对，偏重道德修养；“天德”则偏重于自然时序。
三、实证分析与结果
本研究运用Stata 12.0软件进行实证分析。在进行回归分析前，先利用方差膨胀因子(Variance Inflation Factor, VIF)检验各因素间是否存在多重共线性。一般来说，当0<VIF<10且VIF均值小于2，各因素间不存在多重共线性。本研究的检验结果显示，各因素间的VIF值均小于3且VIF均值为1.28，表明各因素间不存在多重共线性。鉴于此，参考温忠麟等的中介效应模型设计模型1～6。其中，模型1表示社会交往对女性基层选举参与的影响，模型2表示社会信任对女性基层选举参与的影响，模型3表示社会交往对社会性别意识的影响，模型4表示社会信任对社会性别意识的影响，模型5表示社会性别意识在社会交往和女性基层选举参与之间的中介效应，模型6表示社会性别意识在社会信任和女性基层选举参与之间的中介效应。社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间的中介效应检验具体如表2所示。
(一)社会资本对女性基层选举参与的影响
在模型3和模型4中，社会交往和社会信任分别在5%和1%的水平上显著负向影响社会性别意识，表明女性的社会交往频率和社会信任度越高，越认同传统的社会性别意识，这与假设H3和H4不符。这主要是缘于女性的社交圈受其知识文化水平和家庭影响，多数女性倾向于与自己知识文化水平相当的个体交往，当女性囿于农村或社区“熟人圈子”时，其社会交往频率和社会信任度均较高，因此，若女性社交圈的多数个体都认同传统的社会性别意识时，其不可避免地会受到影响。
表2社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间的中介效应检验
Table 2 The mediating effect of gender awareness between social capital andwomen′s grassroots election participation
变量女性基层选举参与模型1模型2社会性别意识模型3模型4女性基层选举参与模型5模型6社会交往 0.239∗∗∗--0.076∗∗- 0.237∗∗∗-社会信任- 0.105∗∗∗--0.102∗∗∗- 0.102∗∗∗年龄0.030∗∗∗0.029∗∗∗-0.009∗∗∗-0.008∗∗∗ 0.030∗∗∗ 0.029∗∗∗受教育年限0.035∗∗∗0.033∗∗∗ 0.078∗∗∗ 0.078∗∗∗ 0.037∗∗∗ 0.036∗∗∗政治面貌-0.074-0.083 0.422∗∗∗ 0.433∗∗∗-0.062-0.070婚姻状况 0.398∗∗∗0.385∗∗∗-0.377∗∗∗-0.369∗∗∗ 0.388∗∗∗ 0.375∗∗∗户籍-0.568∗∗∗ -0.597∗∗∗ 0.342∗∗∗ 0.350∗∗∗-0.558∗∗∗-0.586∗∗∗社会经济地位0.0340.053 0.157∗∗∗ 0.158∗∗∗0.0380.057基本医疗保险 0.456∗∗∗ 0.471∗∗∗-0.146-0.142 0.452∗∗∗ 0.468∗∗∗社会性别意识-----0.047∗-0.049∗卡方统计值385.250345.410700.210704.670388.700349.210P值0.0000.0000.0000.0000.0000.000伪R20.0510.0460.0450.0460.0520.046
注：1)*、**、***分别表示各变量在10%、5%、1%的水平上显著;2)表中系数为回归系数
(二)社会资本对社会性别意识的影响
在模型1和模型2中，社会交往和社会信任均在1%的水平上显著正向影响女性基层选举参与，表明社会资本对女性基层选举参与具有明显的推动作用，即女性的社会交往频率和社会信任度越高，女性越愿意参与基层选举，假设H1和H2成立。这主要是缘于随着女性社会交往的展开，其人际关系网络随之建立和不断发展，有助于扩大女性的信息共享范围以及增强其社会信任度，从而显著增强其采取集体行动达成共同目标的能力，于是，女性将更愿意参与公共事务，对社会发展和社会稳定的责任意识也逐步增强[16-17]。
(三)社会性别意识对女性基层选举参与的影响
在模型5和模型6中，社会性别意识均在10%的水平上显著负向影响女性基层选举参与，表明女性社会性别意识越先进，越不愿意参与基层选举，这与假设H5不符。这主要是缘于随着农村“精英”和青壮年劳动力外流，拥有传统社会性别意识的女性扮演家庭的“临时家长”角色，被动履行对村委会选举的投票权；且农村女性社会性别意识越先进，外出工作的可能性越大，导致其较少花费时间和精力参与基层选举。
(四)社会性别意识的中介效应
1.社会性别意识在社会交往和女性基层选举参与之间的中介效应。在模型3中，社会交往在5%的水平上显著负向影响社会性别意识；在模型5中，社会性别意识在10%的水平上显著负向影响女性基层选举参与，社会交往在1%的水平上显著正向影响女性基层选举参与。根据中介效应检验程序，可知社会交往通过显著影响社会性别意识来显著影响女性基层选举参与，据此可知社会性别意识的中介效应显著；且在社会交往对女性基层选举参与的影响中，社会性别意识的中介效应占总效应的比例为1.5%，故假设H6成立。
2.社会性别意识在社会信任和女性基层选举参与之间的中介效应。在模型4中，社会信任在1%的水平上显著负向影响社会性别意识；在模型6中，社会性别意识在10%的水平上显著负向影响女性基层选举参与，社会信任在1%的水平上显著正向影响女性基层选举参与。根据中介效应检验程序，可知社会信任通过显著影响社会性别意识来显著影响女性基层选举参与，据此可知社会性别意识的中介效应显著；且在社会信任对女性基层选举参与的影响中，社会性别意识的中介效应占总效应的比例为4.8%，故假设H7成立。
各模型中控制变量的回归结果与相关文献的研究结论大体一致。其中，年龄、受教育年限、婚姻状况、户籍和基本医疗保险显著影响女性基层选举参与。具体来看，年龄、受教育年限和婚姻状况均在1%的水平上显著正向影响女性基层选举参与，表明年龄越大和受教育年限越长的已婚女性的社会经历越丰富，对村庄或社区的认同感和政治效能感越强，越愿意参与基层选举。户籍在1%的水平上显著负向影响女性基层选举参与，表明农业户口的女性更愿意参与基层选举，这可能是缘于样本数据中的农业户口占比较大，且农业户口女性相对于城市职业女性而言主要承担照料家庭的责任，工作和家庭之间的冲突较小，相对来说更有时间和精力参加到与家庭利益密切相关的基层选举中。基本医疗保险在1%的水平上显著正向影响女性基层选举参与，表明参加基本医疗保险有助于提高女性的基层选举参与。而政治面貌和社会经济地位对女性基层选举参与影响不显著，这主要是缘于基层民主政治的进一步发展和完善使女性基层选举参与的权利得到更好的保障，使其基层选举参与受政治面貌和社会经济地位的影响逐渐减小。
(四)控制变量对女性基层选举参与的影响
综上，社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间具有中介效应。根据社会认知理论，社会环境会通过社会认知影响个体行为，所以由社会交往和社会信任构成的社会资本会通过影响女性的社会性别意识，进而影响其基层选举参与。
法国《费加罗报》报道，慢性营养不良、发育迟缓、缺乏营养、过瘦、超重还有肥胖——食物引起的健康问题正以这样或那样的方式影响着全世界，无一国家能够幸免。“营养失调是导致疾病与死亡的主要风险因素之一，比空气污染或者吸烟更严重。”美国约翰斯·霍普金斯大学的研究员杰西卡·范佐（Jessica Fanzo）如此警告。
四、结论与对策
(一)结论
本研究基于社会认知理论和社会资本理论，分析社会资本对女性基层选举参与的影响，以及社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间的中介效应，得出以下结论。
1.社会资本显著正向影响女性基层选举参与。即社会交往频率越高，女性越愿意参与基层选举；社会信任度越高，女性越愿意参与基层选举。
2.社会资本显著负向影响社会性别意识。即社会交往频率越高，女性的社会性别意识越传统；社会信任度越高，女性的社会性别意识越传统。
生态低敏感区具有生态现状脆弱、生态恢复较快、受人类干扰小及能承受一般强度开发建设的特征，为耕作宜居性农村。因此，在该类区域进行土地规划时宜采用丘陵式生态网络构建模式，其建设用地以合村并点为目的，优先规划中心村，尽量避开风口、滑坡、山洪等影响区，避开生态保护区、生态公益林及农田用地。新农村以节能房屋为主，尽量选择荒地、薄地等区域进行建设规划，建立生活垃圾回收、处理中心，规划村内道路，以高产田不受损等为原则。
3.社会性别意识显著负向影响女性基层选举参与。即社会性别意识越传统，女性越愿意参与基层选举。
4.社会性别意识在社会资本和女性基层选举参与之间具有中介效应。即社会性别意识在社会交往和女性基层选举参与之间具有中介效应，且社会性别意识在社会信任和女性基层选举参与之间具有中介效应。
5.控制变量对女性基层选举参与的影响存在差异。即年龄、受教育年限、婚姻状况、基本医疗保险显著正向影响女性基层选举参与，户籍显著负向影响女性基层选举参与，政治面貌和社会经济地位对女性基层选举参与影响不显著。
(二)对策
女性基层选举参与受社会资本和社会性别意识影响，应从强化女性社会资本和优化女性社会性别意识着手，进一步推进女性基层选举参与。
1.强化女性社会资本。女性社会资本的强化应致力于提高女性的社会化程度，构建多元化的沟通交流渠道，扩大女性的社会交往范围，从而提高女性的社会信任度。(1)扩大女性社会交往范围。通过组建各种女性社会团体来构建女性社会关系网络，借助社会团体的组织和媒介作用来扩大女性的社会交往范围，帮助女性在社会团体内部实现组织资源的共享和交换，从而推进女性社会资本的积累。(2)提高女性社会信任度。通过构建公平公正的社会环境来提升女性的社会信任度，如推动村委会的建设和发展，借助村委会的组织和媒介作用来增进女性的归属感，以及帮助女性增进个体之间的社会信任度。
2.优化女性社会性别意识。女性社会性别意识的优化应致力于改变社会性别的刻板印象，以及营造性别平等的社会舆论环境。(1)改变社会性别刻板印象。应将性别平等意识纳入学校教育、社区引导和家庭分工中，改变社会性别刻板印象。学校应注重性别平等意识教育，提高女性的受教育程度，激发女性的潜力，引导女性从事更具竞争性的工作，逐步优化女性的社会性别意识；村委会应加强现代社会性别意识和政治参与的宣传普及工作，潜移默化地引导女性改变对自身社会性别的刻板定位，鼓励女性参与政治，有效维护切身利益；家庭分工应倡导男女共同分担家务，减轻女性的家庭责任，实现资源和机会在两性之间的公平分享，切实推进男女平等。(2)营造性别平等的社会舆论环境。应充分利用报纸、杂志、电视、网络等大众传媒深入宣传先进的社会性别意识，以及女性在政治、经济、文化等领域的不可替代的作用，从而营造性别平等的社会舆论环境；通过树立和宣传基层女性的先进典型事迹，引导女性正视维护政治权利的重要性，进一步强化男女平等的观念，从而为社会性别意识的优化创造良好的社会舆论环境。
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Theimpactofsocialcapitalonwomen′sgrassrootselectionparticipation—Basedonthemediatingeffectofgenderawareness
HUANG Xiao-li, TIAN Fu-jun, ZHENG Yi-fang*
(CollegeofPublicAdministration,FujianAgricultureandForestryUniversity,Fuzhou,Fujian350002,China)
Abstract： Based on the data of Chinese General Social Survey in 2015, mediation effect test model were used to explore the mechanism of social capital′s influence on women′s grassroots election participation. The empirical test finds that social capital has a significant impact on women′s grassroots election participation and gender awareness, and gender awareness has a mediating effect between social capital and women′s grassroots election participation. Therefore, we should strengthen women′s social capital and optimize women′s gender awareness in order to further promote women′s grassroots election participation.
Keywords： women′s grassroots election participation; social capital; gender awareness
[中图分类号]D621.4
[文献标识码]A
[文章编号]1671-6922(2019)02-0079-07
[DOI]10.13322/j.cnki.fjsk.2019.02.011
[收稿日期]2018-11-08
[基金项目]国家社会科学基金项目(14BSH045)。
[作者简介]黄晓俐(1994-)，女，硕士研究生。研究方向：农村社会治理。
*为通信作者。
(责任编辑: 林安红)
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