跟踪调查中的拒访行为分析_以中国家庭动态跟踪调查为例
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2016老年社会调查报告页数:2
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《中国城乡老年人口状况追踪调查》研究报告页数:8
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中国城乡老年人口状况追踪调查页数:9
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老年人社会参与状况及影响因素分析页数:7
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中国家庭动态跟踪调查CFPS抽样说明
4
表 3. 样本区/县的村居数据统计表 村居数 100 以下 100~200 200~300 300~400 400~500 500~600 600 以上 合计 区县数 31 41 38 22 11 8 11 162
45 40 35 30 25 20 15 10 5 0 100以下 100~200 200~300 300~400 400~500 500~600 600以上
3.1.2 “小省”的抽样 对于作为 CFPS 样本剩余组成部分的“小省”的样本，这些省份中的区（若为城市）或 者县（若为农村）构成了一个抽样框。为了形成内隐分层，区/县按照辅助信息进行以下排 序： ⑴ 20 个省级行政区按照社会经济地位（SES）降序排列。 ⑵ 每个省内，将全省所有市级行政区以省会城市居首、其它地级市按照社会经济地位 （SES）降序排列。 ⑶ 将每个地级市或同级行政区划区分成三个部分：区、县级市和县。在每一部分内，
1
最初我们还要求受访家庭户中至少有一名成员在抽样社区居住时间满 6 个月，但在执行过程中，这一条 件被取消，实际被这一条件过滤掉的仅有极少数家户。 1
由上，本次基线调查共有 6 个子总体，即 5 个“大省”和 其它“小省” 。根据中国和 世界上一些大型的抽样调查的经验及 2008、2009 年对北京市、上海市、广东省三个省市预 调查的经验， 在考虑调查经费和估计量精度的基础上， 确定两类省市的样本量： 5个 “大省” 的目标样本量分别是 1600 户， “小省”的目标样本量总共是 8000 户，共 16000 户。
6
将上述合并后的村居视为抽样框中的虚拟村居，其人口数为合并村居的人口数和，区 域面积为合并村居的区域面积和。由此，得到样本区/县或样本街道/乡镇的村居抽样框。
职业选择_性别歧视和工资差异_对我国城市劳动力市场的分析_陈永伟
①。 相对来说， 在 “男性主导行 ，39. 7% 的女性就业者集中在 “女性主导行业 ” 行业”
业” 就业的人的工资会高于在 “女性主导行业 ” 就业的人， 并且对于高学历、 高技术 人群，这种趋势尤为明显。 在我国， 葛玉好 （ 2007 ） 、 李春玲和李实 （ 2008 ） 、 杨钋 （ 2012 ） 等也对性别之间的就业和由此带来的工资差异进行了研究 。 这些研究发现， 男、女之间在所从事的行业和部门方面有很大的不同 。 相对于女性， 男性更多集中于 高收入部门。 究竟男、女两性在劳动力市场上面对的差别待遇是来自于两者在劳动能力上的差 异，抑或是来自于性别歧视？ 这是一个很难评估的问题。 而造成这一现象的重要原因 之一，就是人们在职业选择上的复杂性。 劳动力市场是由供需两方面决定的。 在需求 侧，用人单位可以提出自己的待遇、 要求及岗位数量； 而在供给侧， 求职者会根据各
· 52·
陈永伟、周
羿： 职业选择、性别歧视和工资差异
16 周岁 （ 法定就业年龄 ） 和高于 60 周岁 （ 退休年龄 ） 的样本均予以剔除。 此外， 样 本中有一部分人仍在学校读书， 这部分人并不在劳动力市场上， 不属于我们关注的对 象，因此相应的观测值也予以剔除。 最后， 对于样本中有重要个人信息缺失的样本， 我们也没有采用。 进行了以上数据清理后，我们共保留了 8246 个观测值， 其中有工资收入的观测值 有 4056 个。从直观上看， 有工资收入的人群在整个劳动力大军中所占的比例似乎过 低。造成这种状况的原因主要是在就业统计中包含了 “自我雇佣 ” 和一些工资支付模 糊 （ 如帮工、学徒等） 的观测值。事实上， 在我们的样本中， 汇报为 “有工作 ” 的观 测值有 7369 个，占了有效样本的 90. 5% 。 （ 二） 描述统计 在从事有工资支付职业的人群中， 男女的从业结构有很大的区别。 如图 2 所示， “职业 （ V） ” 是男性选择最多的职业， 其就业数量占到男性样本总量的 43. 7% ； 而 “职业 （ IV） ” 则是女性选择最多的职业，其就业数量占到女性样本总量的 39. 2% 。 男 性进入 “职业 （ I ） ” 的比例 （ 11. 6% ） 要远高于女性 （ 5. 6% ） ； 而女性进入 “职业 （ II） ” 的比例 （ 19. 0% ） 则要大大高于男性 （ 10. 7% ） 。 只有在 “职业 （ III ） ” 中， 男 女的比例是近似的 （ 男性为 13. 8% ，女性为 13. 2% ） 。
业” 就业的人的工资会高于在 “女性主导行业 ” 就业的人， 并且对于高学历、 高技术 人群，这种趋势尤为明显。 在我国， 葛玉好 （ 2007 ） 、 李春玲和李实 （ 2008 ） 、 杨钋 （ 2012 ） 等也对性别之间的就业和由此带来的工资差异进行了研究 。 这些研究发现， 男、女之间在所从事的行业和部门方面有很大的不同 。 相对于女性， 男性更多集中于 高收入部门。 究竟男、女两性在劳动力市场上面对的差别待遇是来自于两者在劳动能力上的差 异，抑或是来自于性别歧视？ 这是一个很难评估的问题。 而造成这一现象的重要原因 之一，就是人们在职业选择上的复杂性。 劳动力市场是由供需两方面决定的。 在需求 侧，用人单位可以提出自己的待遇、 要求及岗位数量； 而在供给侧， 求职者会根据各
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陈永伟、周
羿： 职业选择、性别歧视和工资差异
16 周岁 （ 法定就业年龄 ） 和高于 60 周岁 （ 退休年龄 ） 的样本均予以剔除。 此外， 样 本中有一部分人仍在学校读书， 这部分人并不在劳动力市场上， 不属于我们关注的对 象，因此相应的观测值也予以剔除。 最后， 对于样本中有重要个人信息缺失的样本， 我们也没有采用。 进行了以上数据清理后，我们共保留了 8246 个观测值， 其中有工资收入的观测值 有 4056 个。从直观上看， 有工资收入的人群在整个劳动力大军中所占的比例似乎过 低。造成这种状况的原因主要是在就业统计中包含了 “自我雇佣 ” 和一些工资支付模 糊 （ 如帮工、学徒等） 的观测值。事实上， 在我们的样本中， 汇报为 “有工作 ” 的观 测值有 7369 个，占了有效样本的 90. 5% 。 （ 二） 描述统计 在从事有工资支付职业的人群中， 男女的从业结构有很大的区别。 如图 2 所示， “职业 （ V） ” 是男性选择最多的职业， 其就业数量占到男性样本总量的 43. 7% ； 而 “职业 （ IV） ” 则是女性选择最多的职业，其就业数量占到女性样本总量的 39. 2% 。 男 性进入 “职业 （ I ） ” 的比例 （ 11. 6% ） 要远高于女性 （ 5. 6% ） ； 而女性进入 “职业 （ II） ” 的比例 （ 19. 0% ） 则要大大高于男性 （ 10. 7% ） 。 只有在 “职业 （ III ） ” 中， 男 女的比例是近似的 （ 男性为 13. 8% ，女性为 13. 2% ） 。
自然灾害对农村居民地方政府信任的影响分析——来自中国家庭追踪调查的经验证据
doi ：10.16006/ki.twnt.2023.05.005自然灾害对农村居民地方政府信任的影响分析−来自中国家庭追踪调查的经验证据张 康（武汉大学政治与公共管理学院，湖北 武汉 430072）摘 要： 【目的/意义】自然灾害的频繁冲击直接或间接地影响了社会稳定和人民生产生活，而政府有效的应急响应和灾后重建，有可能为政府提供化解灾害风险、塑造新形象的重要机遇，进而提高政权在紧急状态下的合法性。
【方法/过程】基于中国家庭追踪调查2014年、2016年和2018年的3期数据，通过双向固定效应模型来实证检验自然灾害对农村居民地方政府信任的影响。
【结果/结论】研究发现，长期自然灾害冲击下农村居民对地方政府的信任程度得到显著提高；短期自然灾害冲击下农村居民对地方政府的信任程度会显著上升，但很难长期维持，甚至会回落到正常水平。
异质性分析显示，水旱灾害、生物灾害、地震灾害、地质灾害等与农村居民生产生活密切相关的灾害冲击强化了农村居民对地方政府的信任。
关键词： 自然灾害；农村居民；地方政府信任；应急管理中图分类号： D630.1；F323文献标志码： A文章编号： 1673−5617 （ 2023 ） 05−0035−09Analysis on the Impact of Natural Disasters on the Trust of Rural Residents in Local Governments−Empirical Evidence from the China Family Panel StudiesZHANG Kang（School of Political Science and Public Administration , Wuhan University , Wuhan , Hubei 430072, China ）Abstract ：【Objective/Meaning 】The frequent impact of natural disasters has directly or indirectly affected the social stability and people’s production and life. The effective emergency response and post-disaster reconstruction of the government may provide important opportunities for the government to resolve the disaster risks and create a new image, thereby enhancing the legitimacy of the regime in the state of emergency. 【Methods/Procedures 】Based on the data of the China Family Panel Studies in 2014, 2016and 2018, the impact of natural disasters on the trust of rural residents in local governments was empirically tested through the two-way fixed effect model.【Results/Conclusions 】It was found that the level of trust of rural residents in local governments has been significantly improved under the impact of long-term natural disasters. Under the impact of short-term natural disasters, the level of trust of rural residents in local governments would increase significantly, but it was difficult to maintain for a long time, and even would fall back to the normal levels. The heterogeneity analysis showed that the impact of disasters which were closely related to the production and life of rural residents, such as the flood and drought disasters, biological disasters, earthquake disasters, and geological disasters, has strengthened the trust of rural residents in local governments.Key words ： natural disasters ；rural residents ；local government trust ；emergency management自古以来，我国便是世界上受自然灾害冲击最严重的国家之一，也是最早进行灾害治理的国家之一。
中西方“拒绝”言语行为比较分析——以中美两国为例
2020年第9期（总第855期）丈敖冬‘科中西方“拒绝#言语行为比较分析----以中美两国为例段嘉敏（东北师范大学国际汉学院，吉林长春130024）摘要：研究表明，“拒绝”5语行为的直接性随情境与文化的不同而有所变化。
中西方语言中，包含直接拒绝和间接拒绝两种“拒绝”5语行为类型。
中西双方，都更倾向于使用间接拒绝的5语行为。
全球化时代，汉英的“拒绝”5语行为日渐趋同，但从总体上说，西方人还是比中国人更直接。
本文从历史和社会环境两个角度，对中美的“拒绝”5语行为进行比较，分析两种语5的差异，以及5语行为背后代表的文化差异，以减少由于5语行为差异造成的误解，促进中西方人们的友好交流。
关键词：拒绝5语行为中西方文化差异比较拒绝在日常生活中频繁发生，“拒绝”言语行为是语用学中经常讨论的话题&近年来，随着语用学的发展，有关言语行为的研究取得了长足的进展。
牛津大学的语言学家奥斯汀（1962）提出了言语行为理论&奥斯汀指出，语言中的一些话语本身就是行为，人们在生活中离不开言语行为的运用。
美国哲学家塞尔进一步发展了言语行为理论，尤其是他提出的间接言语行为理论成了人类语言中的一种普遍现象。
拒绝言语行为是执行拒绝的行为，当人们因为无能为力或不愿意时，便选择拒绝。
汉语和美国英语有相似之处，的文化的不同，“拒绝”在两种语言中也有所差&本文介绍了中语言中拒绝言语行为的同日。
中美之间的跨文化交流经常遇到误解。
阻碍交流的一些因在文化的语言&在，样的问题发生在话语中。
中美两国在中意着的文化，他们的言语行为些文化差的&第一大来，国不大，语言行为在处理国际事务中发着重要作用。
与此同时，不同语言文化的人们间的来频繁&，无论一人是国行是在本生活，他人交道，文化日普遍&本文探讨中美两中的一些文化现象，语言用中的文化文化差，的是为不同的文化们间的文化提的'叫一、中西方“拒绝”言语行为的异同1.相似之处，直接拒绝通常被认为是不受欢迎的回答方式和行为，是在的本质上不礼貌的行为。
对纵贯数据统计分析的认识
对纵贯数据统计分析的认识任强谢宇2012-08-31 14:11:17 来源：《人口研究》(京)2011年6期【内容提要】在介绍了纵贯数据的设计思想及优缺点基础上，从统计方法的角度讨论了纵贯数据在社会科学中所能发挥的作用。
纵贯数据的优点在于其可以帮助我们进行对总体异质性的识别、对因果机制干预的研究、对因果效应的研究和对“状态”变换的研究。
以一些基于纵贯数据的研究设计为实例，文章阐述了在研究中假设与数据紧密衔接的重要性，以及利用统计方法分析纵贯数据时需要考虑的要点。
但由于存在着由人类和人类行为内在变异性导致的这一无法避免的根本性缺陷，纵贯数据并不能解决所有问题。
因而在纵贯数据的辅助下，研究者需要对社会现象有更深入的理解，将其进行更合理的概念化，并加以更精准的数据分析。
【关键词】纵贯数据/因果效应/变异性/异质性1使用纵贯数据的原因在当前社会学、经济学、人口学领域，纵贯数据的使用已经成为主流，因为只有通过纵贯数据才有可能知道社会现象和个人行为的动态变化。
目前国际上使用较多的纵贯数据有美国威斯康辛追踪调查(Wisconsin Longitudinal Survey，WLS)、美国收入动态追踪调查(Panel Study of Income Dynamics，PSID)、美国健康与养老研究(Health and Retirement Survey，HRS)等。
使用较多的中国数据有中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)和中国老人健康长寿影响因素研究(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)。
目前，北京大学中国社会科学调查中心正在执行的中国家庭动态跟踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)和中国健康与养老追踪调查(Chinese Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)也受到社会科学各界学者的欢迎和重视。
社会网络与居民家庭风险金融市场参与——基于中国家庭金融调查(CHFS)数据的实证分析
社会网络与居民家庭风险金融市场参与**收稿日期：2020-08-03作者简介：杜朝运(1973-),男，福建泉州人，教授，博士生导师，现供职于泉州经贸职业技术学院。
汪丽瑾(1992-)，女，福建厦门人，经济学博士，现供职于厦门市人民政府国有资产监督管理委员会。
*基金项目：国家社会科学基金项目“社会网络变迁与普惠金融发展研究"(18BJL079)。
基于中国家庭金融调查(CHFS )数据的实证分析□杜朝运1,2汪丽瑾3(1.厦 门 大学 经济学 院，福建厦门361005；2. 泉州经贸职业技术学院，福建泉州362000;3. 厦门市人民政府国有资产监督管理委员会，福建厦门361013)摘要：文章从社会网络的视角，探究居民家庭对风险金融市场的有限参与问题，基于中国家庭金融调查(CHFS )数据，实证分析社会网络对居民家庭参与风险金融市场的影响。
研究结果表明，社会网络与家庭风险金融市场参与之间呈现倒U 型关系，适度的社会网络能够促进家庭参与风险金融市场，但社会网络的过度嵌入会抑制家庭参与风险金融市场。
在作用机制方面，社会网络通过风险偏好、信息传递、学习技巧三种渠道对家庭风险金融市场参与产生影响。
文章最后分别从家庭、金融机构和政府角度提出建议。
关键词：家庭；社会网络；风险金融市场参与；影响；作用机制中图分类号：F832.5 文献标识码：A 文章编号：1002-2740(2020)12-0025-06不同的居民家庭对风险金融市场的参与程 度存在差异。
从投资决策角度分析，居民家庭的知识储备、学习能力、信息来源、风险偏好等因素，都会影响其对风险金融市场的参与程度。
Huberman (2001)认为中国居民家庭整 体学习能力的差异和公共基础经济、金融相关知识供给渠道的缺乏，导致投资者无法接受全面、正规的经济、金融教育从而在投资时难以 作出决策，最终造成风险金融市场的有限参与。
汪红驹和张慧莲(2006)指出我国大部分居民家庭的风险规避心理明显，这是导致风险金融市场参与率低的重要原因。
CFPS中国家庭动态跟踪调查
中国家庭动态跟踪调查抽样设计谢宇 邱泽奇 吕萍2012.12.20C F P SC hina F amily P anel S tudies中国家庭动态跟踪调查技术报告系列：CFPS-1系列编辑：谢宇 责任编辑：胡婧炜1. 调查对象和目标样本量CFPS调查的对象为中国（不含香港、澳门、台湾以及新疆维吾尔自治区、西藏自治区、青海省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区、海南省）25个省/市/自治区的满足项目访问条件的家户和样本家户中满足项目访问条件的家庭成员。
在2010年的基线调查中，居住在传统居民住宅内的、家中至少有一人拥有中国国籍的一个独立经济单元，便可视为一个满足项目访问条件的家户。
1满足项目访问条件的家庭成员则指样本家户中经济上联系在一起的：A.与该家庭有血缘/婚姻/领养关系的直系亲属；B.与该家庭有血缘/婚姻/领养关系且居住满3个月的非直系亲属；C.与该家庭没有血缘/婚姻/领养关系但居住满6个月的其他成员。
CFPS样本所在的25个省/市/自治区的人口覆盖了中国除香港、澳门、台湾外总人口数的94.5%，由于覆盖范围如此广泛，因此可以将CFPS样本视为一个全国代表性样本。
CFPS重点关注中国社会经济、教育、家庭、人口和健康等方面的变迁，为了更好的了解这一点，不仅需要从宏观层面上把握中国的整体变迁，还需要在微观层面上了解中国的几个典型省/市的在这些方面的变化状况。
因此，在抽样设计上，我们首先将全国25个省/市/自治区分成两类：一类省市为在省级层次的推断样本，用以满足省级推断的要求。
我们选择了5个省/市，分别为辽宁、上海、河南、广东、甘肃，也称为大样本省（以下简称为“大省”）。
二类省市为上述5个省/市外的20个省/市/自治区，这一类省市的样本量不能够在省级层次进行推断，也称小样本省（以下简称为“小省”）。
从这两类样本数据的加权可以得到对25个省/市/自治区总体的有效估计，进而用来推断全国。
25个省/市/自治区的分类见表1。
社会调查中职业问题编码的方式与质量研究
社会调查中职业问题编码的方式与质量研究【关键词】社会调查;职业编码;数据质量职业是社会科学研究中广为应用的重要变量，对于研究中国改革进程中的社会变迁尤为关键。
在国内许多重要研究项目中，如社会流动、社会分层、公民素质等，职业变量都是不可或缺的主要构成或影响因素。
近年来国内对社会经济信息的重视使社会调查业在中国得到蓬勃发展，个人职业状况几乎是每个调查中必定要采集的信息。
这些调查或采用访员分散编码，或采用编码员集中编码，对职业信息进行分类处理，然而对于职业编码的质量却鲜有报告或经验性研究。
本文运用“中国家庭动态跟踪调查”(Chinese Family Panel Studies, CFPS)2010年初访调查中收集的受访人职业信息，对访员手工分散编码和编码员手工集中编码两种方式的结果进行比较分析，期望能为职业编码方式的选择提供经验性依据，并寻求计算机辅助调查(Computer-Assisted Interviewing, CAI)模式下提高职业编码质量的途径。
一、职业问题的编码方式在严谨的社会调查中，为了采集到详实的职业信息，一般都采用开放式提问，要求访员如实地记录受访人的回答，并在数据采集完毕后，再根据权威或普遍的职业分类标准创建编码列表，培训并组织编码员将文本信息转化为数值型的职业代码，提供给研究者使用。
这种编码方式由于使用了专业的编码员，且进行统一指导和及时管理，可以在很大程度上保证编码质量，因而得到了广泛应用。
然而这种编码方式的缺点是成本较高，且时效性差。
与之对应的另一种编码方式是在数据采集过程中由访员在采访现场或在完成单个采访任务后按照调查机构事先提供的编码表，对问卷中开放问题的回答进行及时分类。
这种方式虽然降低了编码成本，增强了时效性，然而由于缺少有效的质控措施，不得不以降低编码质量为代价。
随着计算机技术的广泛应用，人们总是期待可以使用计算机自动编码。
一套设计完善的编码系统可以有效地降低成本、减少用时和提高编码信度。
城镇医疗保险改革对家庭消费的政策效应——基于CFPS微观调查数据的实证研究
城镇医疗保险改革对家庭消费的政策效应——基于CFPS微观调查数据的实证研究李晓嘉【摘要】基于“中国家庭动态跟踪调查”(CFPS)微观数据,利用DID模型对城镇居民基本医疗保险之于城镇家庭消费的政策效应的实证研究表明,参加城镇居民基本医疗保险对家庭的自付医疗消费支出没有明显的影响,而非医疗消费支出大约增长6.9％,可见2007年开始实施的城镇居民基本医疗保险有效地防止了居民因就医所导致的医疗保健支出迅速增加,也在一定程度上对家庭非医疗消费起到了保险作用.同时,医疗保险的政策效应存在着明显的群体差异和区域差异:一方面,不同收入组家庭消费对医疗保险的反应存在着异质性,中低收入家庭的参保后消费支出有显著增加,而高收入组家庭的消费行为则没有明显变化;另一方面,不同地区家庭消费对医疗保险的反应也存在明显不同.有鉴于此,各级政府应不断优化公共支出结构,提高政府对医疗保障资金支出比例,形成医疗保障投入的长效机制,不断完善医疗保障体系的建设,使医疗保障体系能持续引致居民消费的增长.此外,政府还应逐步使医疗保险在各地区不同收入群体之间的待遇水平相互衔接,平衡区域间的保障水平,实现公共服务供给的均等化,这对和谐社会的建设和经济的可持续发展具有深远影响.【期刊名称】《北京师范大学学报（社会科学版）》【年(卷),期】2014(000)006【总页数】12页(P123-134)【关键词】基本医疗保险;医疗消费;非医疗消费;收入分组【作者】李晓嘉【作者单位】对外经济贸易大学公共管理学院,北京100029【正文语种】中文【中图分类】F12一、引言消费既是经济增长的动力，又是经济增长的目的，消费需求的稳定增长已经成为维持一国经济持续发展的重要因素，同时经济发展的成果也应体现为居民的消费水平提高和消费结构升级。
20世纪90年代以来，中国宏观经济由“供给不足”型转向“需求不足”型，居民消费增长低于同期GDP和居民收入的增长速度，而居民储蓄却持续大幅增长。
社会转型视角下的家庭结构和代际居住模式——以上海、浙江、福建的调查为例
社会转型视角下的家庭结构和代际居住模式——以上海、浙江、福建的调查为例杨舸【摘要】在社会转型的背景下,我国家庭结构和居住模式正在发生显著变化.本文从社会转型出发构建的研究框架将影响因素归纳为思想观念和生命历程,思想观念的传统性和现代性互相制衡,形成了传统与现代交织的代际居住模式.本文利用“家庭动态调查”数据,构建序次Logistic模型,分析社会转型视角下的思想观念转变对当前中国家庭结构和代际居住安排的影响.结果显示,家庭规模不断缩小,家庭结构正发生显著变化:核心家庭比例下降;直系家庭、单人家庭、空巢家庭比例提升.从代际居住模式来看,传统性使得父母依然倾向于跟儿子居住,但子女与父母的居住距离变远;现代性(都市化生活和受更高教育)又使得父母与子女的居住距离远离;父代和子代的需求使得不同生命阶段的代际居住距离缩小.总体来说,家庭结构和代际居住模式的变迁使得家庭功能减少,家庭养老正因此面临着危机.【期刊名称】《人口学刊》【年(卷),期】2017(039)002【总页数】13页(P5-17)【关键词】家庭结构;居住模式;社会转型【作者】杨舸【作者单位】中国社科院人口与劳动经济研究所,北京100028【正文语种】中文【中图分类】C924.24随着工业化和城市化的推进，特别是改革开放以后，中国经历了快速的社会转型，社会由传统向现代、从农业向工业、从封闭向开放、由单一向多元变迁和发展。
社会转型本身就意味着生产方式、生活方式的变革，由此也带来了人们价值观念、心理结构等的深刻变化。
家庭的规模、结构和居住方式随之发生转变，可能会削弱传统的抚育、赡养等家庭功能。
学者们多利用人口普查的数据来研究中国家庭结构的变动。
研究表明，我国家庭户规模正显著缩小，1990年之前是由于生育子女数量的下降，1990年之后则更多由于迁移流动及生活方式变化使得主干家庭变少。
［1］近十年的数据表明，核心家庭是家庭形式的主导，但比例下降；夫妇家庭、隔代家庭比例增幅较大；单人户比例显著上升；直系家庭比例相对稳定，略有增加；主干家庭比例下降，联合家庭近于消失。
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表1
北京 样本类型 完成访问 拒访 无法完访 无法接触 地址不详 合计 家庭数 （ 户） 699 56 1 7 37 800 百分比 （% ） 87. 4 7. 0 .1 .9 4. 6 100
CFPS 跟踪受访家户完成情况分布表
上海 家庭数 （ 户） 595 97 8 13 61 774 百分比 （% ） 76. 9 12. 5 1. 0 1. 7 7. 9 100 广东 家庭数 （ 户） 661 85 11 4 40 801 百分比 （% ） 82. 5 10. 6 1. 4 .5 5. 0 100 家庭数 （ 户） 1955 238 20 24 138 2375 小计 百分比 （% ） 82. 3 10. 0 .8 1. 0 5. 8 100
表2 CFPS 跟踪调查拒访家庭与参访家庭社会经济特征比较
参与访问 家庭劳动收入（ 元 / 年） 标准误（ Std. Err. ） （ Std. Err. ） 25% 分位数 中位数 75% 分位数 房屋拥有情况（ % ） 租用 自有 家庭结构 14. 9 85. 1 18. 9 81. 1 35127 1069. 6 9500 24000 46000 拒访
中心设计和实施的一项旨在通过跟踪搜集个体 、 家庭、 社区三个层次的 数据， 反映中国社会、 经济、 教育、 健康和人口的变迁， 为学术研究和政 上海、 广 策决策提供数据的重大社会科学项目 。2008 年 CFPS 在北京、 ① 东三地开展了测试初访调查， 完成了 2375 户家庭的访问。2009 年又 在三地开展了测试第一次追访调查， 完成了 1955 户的追访， 追访完成 率为 82. 3% ， 损失样本的类型见表 1 。在所有类型的样本损失中， 因拒 ② 占跟踪样本比例的 10. 0% 。 访 导致的样本损失最多，
注：文章中所使用的数据， 如无特别注明， 均来源于 CFPS2008 年和 2009 年调查数据。
（ 二） 拒访影响因素分析 1998 ） 认为， 格罗夫斯及库珀 （ Groves ＆ Couper， 受访对象个人特 征、 项目设计、 访员特征及实地执行行为、 社会环境等， 都会影响受访对 象的配合程度。另一些研究还表明， 在跟踪调查中， 受访对象前期参与 1997 ； 调查的经历也会影响其后续是否参与的决定 （ Campanelli et al.， Lepkowski ＆ Couper， 2002 ） 。把这两类研究结合起来， 我们可以构建跟 踪调查受访对象配合程度影响因素的关联模型 （ 见图 1 ） 。
42. 7 17. 8 39. 5 1955 p < 0. 01 。
11. 8 26. 5 61. 8
238
（ 2 ） 分类变量采用卡方检验， 连续变量采用异方差 T 检验。
（ 四） 模型选择 仅知道存在选择性拒访并不能帮助访员或设计者改善访问设计和 帮助访员改善访问， 从而达到改善数据质量的目的。 更加有效的分析 应该回答哪种社会经济特征的人群会在多大程度上更加倾向于拒访 ？ 如， 假设受访家户的社会经济特征是影响受访与否的主要因素 ， 则 171
*
3. 4 . 03
82. 3 17. 7
86. 6 * 13. 4 *
66. 3 33. 7 52. 8 .3 44 52 61
58. 0 *
42. 0 50. 2
.9 41 49 58
28. 8 34. 3 31. 7 5. 2
24. 4 28. 6
38. 2 8. 8
社会学研究
2011. 2
可以尝试运用已经获得的受访家户社会经济特征数据和访问行为数 据， 对跟踪受访对象拒访的可能性进行预测 。 本文选择 Logit 模型对受访家户接受或拒绝行为进行分析。 A 表 A = 0 时表示参访。 受访 示受访对象是否拒访， 当 A = 1 时表示拒访， 家户拒访行为发生比（ odds rate） 可以表示为： Pr（ A = 1 ） A* = 1 － Pr（ A = 1 ） A * 是一个 0 到 1 之间的数， 方程两边同时取自然对数后， 受访家 户拒访行为方程可以表示为： L it = log e A * = β0 + β1 Z t + β2 Z t －1 + β3 X it －1 + ε it t 表示追踪次数， i 表示受访家户， Z t 表示本次影响受访家户行为 Z t － 1 表示受访家户参与访问的经历， X it － 1 表示前次获得的 的外部因素， 。 受访家户社会经济特征变量
二、 数据和方法
（ 一） 中国家庭动态跟踪调查 “中国家庭动态跟踪调查” （ CFPS ） 是北京大学中国社会科学调查由计算机辅助调查系统所累积的调查管理数据 ， 包括了 访员访问行为数据和访问观察数据等 ， 被认为是用于评估调查数据质量的重要依据。
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论
文
跟踪调查中的拒访行为分析
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“家庭收入 面临较为严峻的样本流失问题。以世界上著名的跟踪调查 （ Panel Study on Income Dynamics，PSID ） 为 例， 动态跟 踪 调 查 ” 截至 1989 年， 在历经 22 年跟踪后， 项目累积样本损失率高达 54% （ Fitzger1998 ） 。 ald et al. ， 逐次访问增加的样本流失， 使得跟踪调查数据在统计推论上遇到 更多的难题。一方面， 样本规模因受访对象的退出而逐期减少 ， 降低了 估计的准确性；另一方面， 当退出人群与应答人群之间存在显著特征差 调查样本总体就会出现流失性偏差， 降低调查 异（ 即选择性退出 ） 时， 样本的代表性。 事实上， 对既有的跟踪调查受访对象退出行为的研究表明 ， 确实存 在样本的 选 择 性 拒 访 问 题， 也因此有可能会带来统计量估计偏差 （ Groves， 2006 ） 。虽然有学者已经对发达国家跟踪调查项目中受访对 1998 ； 象退出的特点及模式进行了较为细致的分析 （ Groves ＆ Couper， Groves et al. ， 2000 ； Lepkowski ＆ Couper， 2002 ； Stoop， 2007 ； Nicoletti ＆ 2005 ； Branden et al. ， 1995 ） ， Peracchi， 但对于发展中国家的研究还 不多。 在中国， 跟踪调查起步较晚， 到目前为止还没有深入开展类似的研 究。发达国家跟踪调查项目经验虽然有借鉴价值， 但由于国情和文化 的差异， 使我们有理由提出跟踪调查受访对象的丢失现象可能呈现出 不同的特点和模式的假设。 “中国家庭动态跟踪调查 ” （ China Family Panel 本文旨在通过运用 CFPS） 测试初访和测试第一次追访的并行数据① 和问卷数据， Study， 分 析受访对象社会经济特征与拒访行为之间的关系， 进而为有效地进行 样本维护和提高跟踪调查数据的质量提供依据 。
一、 引
言
跟踪调查的核心在于通过跟踪样本成长历程中的社会 、 经济、 教 育、 健康等指标， 将个体的发展与社会的发展直接关联起来 ， 用于判断 社会意义上的环境变化与个体发展之间的关系 。综观世界上重要的跟 踪调查 ① 就会发现， 跟踪调查数据常被用以分析社会发展的动态或趋 势。与其他类型的数据相比， 在观察变迁的意义上， 跟踪调查数据是历 时数据中更有价值的一类。 与其他历时调查方式比较， 固定样本跟踪调查的执行难度在于其
① ②
在上海市的调查执行系与上海大学上海社会科学调查中心合作 ， 在广东省的调查执行系 与中山大学社会科学调查中心合作 。 访员被要求至少作 3 次说服拒访家庭的尝试 ， 直至受访对象出现强烈拒绝行为后方能将 “拒访” 。 其定义为
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图1
跟踪调查受访对象配合模型
（ 三） CFPS 跟踪调查受访家户社会经济特征比较 如前所述， 如果拒访行为是随机发生的， 不会对调查数据准确性及 推断产生影响。为了观察 CFPS 项目中是否存在选择性拒访现象， 这里 首先对 CFPS2009 年第一次测试追访调查中拒访家庭与参访家庭社会经 济地位、 家庭结构、 家庭主事者个人特征、 居住位置等特征进行了比较。 如表 2 所示， 在所有的 9 个变量中， 除了房屋拥有情况外， 所有变量均至 少在 10% 的水平上有显著差异。单变量比较分析表明拒访家庭与参访 家庭的家庭特征在统计上存在显著差异， 即出现了样本选择性拒访。
三、 研究发现
模型运用最大似然法 （ MLE ） 对回归参数进行估计。 CFPS 测试第 一次追踪调查中受访家户拒访行为的 Logit 模型回归结果参见表 3 。 （ 一） 受访家户社会经济特征对拒访发生比的影响 1. 房屋拥有情况 房屋拥有情况通常被用来判定受访对象居住的稳定性。 扎贝尔 （ Zabel， 1998 ） 的研究表明， 在 PSID 和美国收入及项目参与研究 （ Survey of Income and Program Participation，SIPP ） ① 中， 拥有住房人群退出 2002 ） 跟踪调查的可能性较低。李克斯基和库珀（ Lepkowski ＆ Couper， ② 在前交叉韧带损伤 （ Anterior Cruciate Ligament Injury，ACL ） 、 美国选 举调查（ National Election Study，NES） 的第二次追访调查中， 也发现租 2003 ） 同样也发现， 房人群的应答率较低。 沃森 （ Watson， 在欧洲社区
*
①
如希望进一步与作者讨论， 请联系邱泽奇（ qiuzq@ pku. edu. cn） 。 — —美国的 PSID （ Panel Study of Incoming Dynamics ） ， 例如世界上最早的跟踪调查 — 世界 — —英 国 的“理 解 社 会 ” （ Understanding Society ） 及 其 前 身 上样本量最 大 的 跟 踪 调 查— BHPS（ British Household Panel Study） 等， 都是如此（ 参见三个调查的网站： http： / / psidonline. isr. umich. edu / ； http： / / www. iser. essex. ac. uk / survey / bhps； http： / / www. understandingsociety. org. uk / ） 。
北京 样本类型 完成访问 拒访 无法完访 无法接触 地址不详 合计 家庭数 （ 户） 699 56 1 7 37 800 百分比 （% ） 87. 4 7. 0 .1 .9 4. 6 100
CFPS 跟踪受访家户完成情况分布表
上海 家庭数 （ 户） 595 97 8 13 61 774 百分比 （% ） 76. 9 12. 5 1. 0 1. 7 7. 9 100 广东 家庭数 （ 户） 661 85 11 4 40 801 百分比 （% ） 82. 5 10. 6 1. 4 .5 5. 0 100 家庭数 （ 户） 1955 238 20 24 138 2375 小计 百分比 （% ） 82. 3 10. 0 .8 1. 0 5. 8 100
表2 CFPS 跟踪调查拒访家庭与参访家庭社会经济特征比较
参与访问 家庭劳动收入（ 元 / 年） 标准误（ Std. Err. ） （ Std. Err. ） 25% 分位数 中位数 75% 分位数 房屋拥有情况（ % ） 租用 自有 家庭结构 14. 9 85. 1 18. 9 81. 1 35127 1069. 6 9500 24000 46000 拒访
中心设计和实施的一项旨在通过跟踪搜集个体 、 家庭、 社区三个层次的 数据， 反映中国社会、 经济、 教育、 健康和人口的变迁， 为学术研究和政 上海、 广 策决策提供数据的重大社会科学项目 。2008 年 CFPS 在北京、 ① 东三地开展了测试初访调查， 完成了 2375 户家庭的访问。2009 年又 在三地开展了测试第一次追访调查， 完成了 1955 户的追访， 追访完成 率为 82. 3% ， 损失样本的类型见表 1 。在所有类型的样本损失中， 因拒 ② 占跟踪样本比例的 10. 0% 。 访 导致的样本损失最多，
注：文章中所使用的数据， 如无特别注明， 均来源于 CFPS2008 年和 2009 年调查数据。
（ 二） 拒访影响因素分析 1998 ） 认为， 格罗夫斯及库珀 （ Groves ＆ Couper， 受访对象个人特 征、 项目设计、 访员特征及实地执行行为、 社会环境等， 都会影响受访对 象的配合程度。另一些研究还表明， 在跟踪调查中， 受访对象前期参与 1997 ； 调查的经历也会影响其后续是否参与的决定 （ Campanelli et al.， Lepkowski ＆ Couper， 2002 ） 。把这两类研究结合起来， 我们可以构建跟 踪调查受访对象配合程度影响因素的关联模型 （ 见图 1 ） 。
42. 7 17. 8 39. 5 1955 p < 0. 01 。
11. 8 26. 5 61. 8
238
（ 2 ） 分类变量采用卡方检验， 连续变量采用异方差 T 检验。
（ 四） 模型选择 仅知道存在选择性拒访并不能帮助访员或设计者改善访问设计和 帮助访员改善访问， 从而达到改善数据质量的目的。 更加有效的分析 应该回答哪种社会经济特征的人群会在多大程度上更加倾向于拒访 ？ 如， 假设受访家户的社会经济特征是影响受访与否的主要因素 ， 则 171
*
3. 4 . 03
82. 3 17. 7
86. 6 * 13. 4 *
66. 3 33. 7 52. 8 .3 44 52 61
58. 0 *
42. 0 50. 2
.9 41 49 58
28. 8 34. 3 31. 7 5. 2
24. 4 28. 6
38. 2 8. 8
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可以尝试运用已经获得的受访家户社会经济特征数据和访问行为数 据， 对跟踪受访对象拒访的可能性进行预测 。 本文选择 Logit 模型对受访家户接受或拒绝行为进行分析。 A 表 A = 0 时表示参访。 受访 示受访对象是否拒访， 当 A = 1 时表示拒访， 家户拒访行为发生比（ odds rate） 可以表示为： Pr（ A = 1 ） A* = 1 － Pr（ A = 1 ） A * 是一个 0 到 1 之间的数， 方程两边同时取自然对数后， 受访家 户拒访行为方程可以表示为： L it = log e A * = β0 + β1 Z t + β2 Z t －1 + β3 X it －1 + ε it t 表示追踪次数， i 表示受访家户， Z t 表示本次影响受访家户行为 Z t － 1 表示受访家户参与访问的经历， X it － 1 表示前次获得的 的外部因素， 。 受访家户社会经济特征变量
二、 数据和方法
（ 一） 中国家庭动态跟踪调查 “中国家庭动态跟踪调查” （ CFPS ） 是北京大学中国社会科学调查由计算机辅助调查系统所累积的调查管理数据 ， 包括了 访员访问行为数据和访问观察数据等 ， 被认为是用于评估调查数据质量的重要依据。
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“家庭收入 面临较为严峻的样本流失问题。以世界上著名的跟踪调查 （ Panel Study on Income Dynamics，PSID ） 为 例， 动态跟 踪 调 查 ” 截至 1989 年， 在历经 22 年跟踪后， 项目累积样本损失率高达 54% （ Fitzger1998 ） 。 ald et al. ， 逐次访问增加的样本流失， 使得跟踪调查数据在统计推论上遇到 更多的难题。一方面， 样本规模因受访对象的退出而逐期减少 ， 降低了 估计的准确性；另一方面， 当退出人群与应答人群之间存在显著特征差 调查样本总体就会出现流失性偏差， 降低调查 异（ 即选择性退出 ） 时， 样本的代表性。 事实上， 对既有的跟踪调查受访对象退出行为的研究表明 ， 确实存 在样本的 选 择 性 拒 访 问 题， 也因此有可能会带来统计量估计偏差 （ Groves， 2006 ） 。虽然有学者已经对发达国家跟踪调查项目中受访对 1998 ； 象退出的特点及模式进行了较为细致的分析 （ Groves ＆ Couper， Groves et al. ， 2000 ； Lepkowski ＆ Couper， 2002 ； Stoop， 2007 ； Nicoletti ＆ 2005 ； Branden et al. ， 1995 ） ， Peracchi， 但对于发展中国家的研究还 不多。 在中国， 跟踪调查起步较晚， 到目前为止还没有深入开展类似的研 究。发达国家跟踪调查项目经验虽然有借鉴价值， 但由于国情和文化 的差异， 使我们有理由提出跟踪调查受访对象的丢失现象可能呈现出 不同的特点和模式的假设。 “中国家庭动态跟踪调查 ” （ China Family Panel 本文旨在通过运用 CFPS） 测试初访和测试第一次追访的并行数据① 和问卷数据， Study， 分 析受访对象社会经济特征与拒访行为之间的关系， 进而为有效地进行 样本维护和提高跟踪调查数据的质量提供依据 。
一、 引
言
跟踪调查的核心在于通过跟踪样本成长历程中的社会 、 经济、 教 育、 健康等指标， 将个体的发展与社会的发展直接关联起来 ， 用于判断 社会意义上的环境变化与个体发展之间的关系 。综观世界上重要的跟 踪调查 ① 就会发现， 跟踪调查数据常被用以分析社会发展的动态或趋 势。与其他类型的数据相比， 在观察变迁的意义上， 跟踪调查数据是历 时数据中更有价值的一类。 与其他历时调查方式比较， 固定样本跟踪调查的执行难度在于其
① ②
在上海市的调查执行系与上海大学上海社会科学调查中心合作 ， 在广东省的调查执行系 与中山大学社会科学调查中心合作 。 访员被要求至少作 3 次说服拒访家庭的尝试 ， 直至受访对象出现强烈拒绝行为后方能将 “拒访” 。 其定义为
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跟踪调查受访对象配合模型
（ 三） CFPS 跟踪调查受访家户社会经济特征比较 如前所述， 如果拒访行为是随机发生的， 不会对调查数据准确性及 推断产生影响。为了观察 CFPS 项目中是否存在选择性拒访现象， 这里 首先对 CFPS2009 年第一次测试追访调查中拒访家庭与参访家庭社会经 济地位、 家庭结构、 家庭主事者个人特征、 居住位置等特征进行了比较。 如表 2 所示， 在所有的 9 个变量中， 除了房屋拥有情况外， 所有变量均至 少在 10% 的水平上有显著差异。单变量比较分析表明拒访家庭与参访 家庭的家庭特征在统计上存在显著差异， 即出现了样本选择性拒访。
三、 研究发现
模型运用最大似然法 （ MLE ） 对回归参数进行估计。 CFPS 测试第 一次追踪调查中受访家户拒访行为的 Logit 模型回归结果参见表 3 。 （ 一） 受访家户社会经济特征对拒访发生比的影响 1. 房屋拥有情况 房屋拥有情况通常被用来判定受访对象居住的稳定性。 扎贝尔 （ Zabel， 1998 ） 的研究表明， 在 PSID 和美国收入及项目参与研究 （ Survey of Income and Program Participation，SIPP ） ① 中， 拥有住房人群退出 2002 ） 跟踪调查的可能性较低。李克斯基和库珀（ Lepkowski ＆ Couper， ② 在前交叉韧带损伤 （ Anterior Cruciate Ligament Injury，ACL ） 、 美国选 举调查（ National Election Study，NES） 的第二次追访调查中， 也发现租 2003 ） 同样也发现， 房人群的应答率较低。 沃森 （ Watson， 在欧洲社区
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如希望进一步与作者讨论， 请联系邱泽奇（ qiuzq@ pku. edu. cn） 。 — —美国的 PSID （ Panel Study of Incoming Dynamics ） ， 例如世界上最早的跟踪调查 — 世界 — —英 国 的“理 解 社 会 ” （ Understanding Society ） 及 其 前 身 上样本量最 大 的 跟 踪 调 查— BHPS（ British Household Panel Study） 等， 都是如此（ 参见三个调查的网站： http： / / psidonline. isr. umich. edu / ； http： / / www. iser. essex. ac. uk / survey / bhps； http： / / www. understandingsociety. org. uk / ） 。