Page 17 - 《社会》2014年第2期

社会· ２０１４ · ２

变量。极值调整主要是将权数控制在一定的范围内，其目的是控制权
数方差，保证估计效率。 １２ 追访数据将同样提供家庭和个人问卷的权
数，但个人问卷的权数仅针对基因成员，在计算时将在 ２０１０ 年个人权
数的基础上考虑其在调查当年被成功追访到的概率。
（二）实地访问

犆犉犘犛 实地访问借助了 犆犃犘犐 （计算机辅助面访调查）、 犆犃犜犐 （计算机
辅助电访调查）和 犆犃犠犐 （计算机辅助网访调查）三种技术工具，以面访为
主，网络和电话访问为辅。 犆犉犘犛 共有社区问卷、家庭成员问卷、家庭问
卷、成人问卷和少儿问卷五种主体问卷类型，受访人分别为最熟悉情况
的社区干部、最熟悉情况的家庭成员、成年和少儿家庭成员。
２０１０ 年 犆犉犘犛 基线调查共发放样本 １９９８６ 户， １３ 涉及 ２５ 个省、直辖
市、自治区的 １６２ 个 区／县 的 ６４９ 个 村／居，最终 完 成 了 ６３５ 个 村／居 的
１４９６０ 户的访问，共界定出基线基因成员 ５７１５５ 位。其中， ４２５９０ 位基因成
员完成了 ２０１０ 年的个人访问（成人 ３３６００ 位、少儿８９９０ 位）。此次调查在
家庭层面的累积应答率为 ８１．３％ ，在个人层面应答率为 ８４．１％ 。 １４
犆犉犘犛２０１１ 年的调查规模较小。出于样本维护的目的，同时作为
对 ２０１２ 年全部样本追踪调查前的一次预调查， ２０１１ 年 犆犉犘犛 仅计划访
问基线调查中的部分样本。考虑到青少年在身心发育、学校教育和行
为态度等方面变化较快，相对密集的数据采集将对青少年开展研究更
有利， ２０１１ 年 犆犉犘犛 将调查对象锁定为基线调查中完访的青少年（至
２０１１ 年年龄为 １８ 岁及以下）基因成员，同时对基线调查中完访的家庭
进行了家庭层面的追访。对 １８ 岁以上的成年基因成员、新出现的家庭
成员和新组成的家庭没有采集信息。在家庭层面， ２０１１ 年共完成访问

１２． 关于权数计算的详细方法参见：吕萍、谢宇 ．２０１３． 中国家庭追踪调查 ２０１０ 年基线调查权数
计算（第二版），北京大学中国社会科学调查中心《中国家庭追踪调查技术报告系列（ 犆犉犘犛－
１７ ）》，网址： 犺狋狋 狆 ：／／ 狑狑狑．犻狊狊狊．犲犱狌．犮狀 ／ 犮犳 狆 狊 ／ 犱 ／ 犳犻犾犲 ／ 狆 ／ 犪８８０８６犳５８犪犲９犱６７犲犫１犪８犪１犪５犫犳２４５６３犮． 狆 犱犳 。
１３．犆犉犘犛２０１０ 年基线调查实际样本的规模参考了 ２００８ 年和 ２００９ 年预调查所得的预估应答
率，采用按应答率比例扩大样本规模的方法，以保证获得预计的有效样本家户数量。
１４． 此个人层面 的 应 答 率 是 完 访 家 庭 内 部 的 个 人 应 答 率。 此 外，在 家 庭 层 面，合 作 率 为
９６．６％ ，联系率为 ８４．１％ ，拒绝率为 ２．７％ ；在个人层面，合作率为 ８７．０％ ，联系率为 ９６．７％ ，
拒绝率为 ８．５％ 。所有结果按照 犃犃犘犗犚 标准进行计算，具体方法参见：孙妍 ．２０１２． 中国家庭
追踪调查 ２０１０ 年基线调查样本联系情况，北京大学中国社会科学调查中心《中国家庭追踪调
查技术报告系列（ 犆犉犘犛－５ ）》，网址： 犺狋狋 狆 ：／／ 狑狑狑．犻狊狊狊．犲犱狌．犮狀 ／ 犮犳 狆 狊 ／ 犱 ／ 犳犻犾犲 ／ 狑犱 ／ 犼 狊犫 犵 ／ ２０１０ 犼 狊犫 犵 ／
０６０６８犲１５０３犫犲９犫６０犲６７犱３犳４犮犳犲７７５犳犫３． 狆 犱犳 。

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