苏宗伟 姚祈春 李欢 | 社会公平感如何影响农村居民制度化政治参与?——基于五期 CGSS 的实证研究
社会公平感如何影响农村居民
制度化政治参与?
——基于五期 CGSS 的实证研究
苏宗伟 姚祈春 李欢
（上海外国语大学）
引文参考：苏宗伟、姚祈春、李欢.2023.社会公平感如何影响农村居民制度化政治参与?——基于五期 CGSS 的实证研究[J]. 公共管理评论,5(1):网络首发
【编者按】为提高学术成果的传播效率，凡《公共管理评论》录用的文章，将在本刊知网主页和公众号网络首发。有转载需求的公众号请联系本公号开白名单。
摘要
推动农村居民政治参与是落实乡村振兴战略、提高乡村治理水平的重要环节。为探究个体因素在农村居民制度化政治参与中的作用,本文基于行为公共管理学理论,使用五期中国综合社会调查(CGSS)调查数据,并运用分层线性模型,探讨社会公平感、互联网媒介与农村居民制度化政治参与的关系。研究发现:农村居民的社会公平感对制度化政治参与有正向影响;社会信任在其中起到中介作用;互联网媒介虽然抑制了农村居民的制度化政治参与,但在社会信任影响制度化政治参与的过程中起到正向调节作用。研究结果有助于揭示农村居民制度化政治参与的成因以及互联网在其中的作用。
关键词
社会公平感;社会信任;互联网媒介;农村居民制度化政治参与
投稿时间：2022/4/9
送外审时间：2022/4/15
首轮外审完成时间:2022/5/9
录用时间：2022/8/2
一、引言
党的十九大报告提出:“实施乡村振兴战略。农业农村农民问题是关系国计民生的根本性问题,必须始终把解决好‘三农’问题作为全党工作的重中之重。” (习近平,2017)。实现乡村振兴的关键路径之一是创新乡村治理体系,因为乡村治理的效果直接关系到乡村振兴的水平(姜胜辉,2020)。农村居民政治参与可以促进农村基层民主的发展,在一定程度上改善治理体系,提升治理能力,为治理提供群众基础和保障。此外,“扩大人民有序政治参与”也是党的十九大报告中基于民主政治发展提出的重要战略部署和要求(习近平,2017),因此,推进农村居民政治参与在落实乡村振兴战略中起到关键作用。
农村居民政治参与是实现村级有效治理的重要保障,但伴随着经济的高速发展,农村地区却时常出现政治参与不足的现象。一些经济发达的农村地区,如广东省佛山市的农村地区,农民在处理集体公共事务时反而出现了政治冷漠的现象(姜胜辉,2020)。并且,随着农村地区人口流出加快,农村地区“空心化”问题凸显(赵普兵,2019),一方面政治活动人数基数减少,另一方面现有农村居民的政治参与意愿也不强,其结果是农村地区基层民主发展缓慢。因此,农村居民政治参与的成因成为目前学界亟待讨论的话题。
想要有针对性地解决上述问题,就先要探究影响农村居民政治参与的因素。政治参与的前因在很多文献中被提及,起初学者们主要针对社会资本(孙昕等,2007)、公共品供给(李冰冰和王曙光,2013)等外部因素进行探讨,论证了宏观层面各社会属性对公民政治参与的总体效应。但对于个体而言,政治参与行为必有其动机,因此生活幸福感(刘振滨等,2017)、政治效能感(陆渊和张新文,2021)等心理学变量的作用也不可忽视(李辉婕等,2019)。本文认为,农村居民群体的公共产品和社会属性同质性较高,在这种情况下,关注农村居民的政治心理层面对于引导其参与政治活动具有更为重要的意义。党的十九大报告提出“促进社会公平正义” (习近平,2017)。社会公平感是民众对社会公平的感知,反映了国家治理水平和法治建设程度。近年来,“天价学区房”“就业歧视”等社会现象受到热议,折射出的教育、就业等方面的社会公平问题受到关注。那么,感知到的社会公平是否有利于促进民众政治参与? 本文将围绕这个话题展开讨论。
针对以上问题,本文拟通过对农村居民群体的实证研究得出结论。通过构建模型,分析社会公平感、互联网媒介与农民制度化政治参与行为的作用机制,并引入社会信任作为中介变量来阐述间接作用关系。本文运用五期 CGSS 的数据进行实证分析,在理论上丰富了农村居民政治参与成因,拓展了公平理论的适用范围,明确了互联网媒介的政治作用;在实践上为政府有效提升农村居民政治参与提供参考。
二、文献综述及假设
(一) 行为公共管理学框架下制度化政治参与成因的理论探讨
政治参与是指公民直接/ 间接影响或试图影响政府的行为(Verba et al. ,1995)。亨廷顿和纳尔逊(1989)认为,政治参与可以分为制度化参与和非制度化参与两类:制度化参与是指在法律规定或者允许的情况下以和平的方式参与政府行为,典型的制度化参与方式有选举、听证等;非制度化参与是指用法律所不允许的方式参与政府行为,如非法言论、暴力等。显然,政府更愿意民众通过官方渠道进行政治参与(Kersting, 2013)。基于此,本文对制度化参与的成因进行探究。梳理以往的研究,我们发现,政治参与的成因主要分为外部因素和内部因素。外部因素是指个体以外的宏观环境因素,包括经济水平、政府博弈等(伍柳氏,2008;陈思和凌新,2014)。内部因素是个体心理因素,包括认知、情感等(阮海波,2021)。近年来,行为公共管理学的发展让学者们更多地关注到个体政治行为背后的心理动机与行为机制,本文便采用行为公共管理学的角度,探讨驱动农村居民政治参与的内在因素。
行为公共管理学运用心理学概念、理论和方法对公共管理领域出现的理论及实践问题进行探索,并找出个体(或群体)的心理与行为规律,最终做出相应的预测与控制(张书维和李纾,2018)。行为公共管理学理论指出,个体的政治行为由个体与政府互动过程中个体的体验产生(张书维和李纾,2018),存在“体验—行为”的动机和路径。体验的衡量方式有多种,如满意度、效能感、信任等,其中信任是体验的重要表现方式之一(Grimmelikhuijsen,2010),因为信任往往是稳定的,且伴随着积极体验。但体验不是凭空产生的,它是公众对社会的认知和情绪相互作用的结果(张鹏程和卢家楣,2013)。因此,上述“体验—行为”模式可以扩充为“认知/ 情绪—体验—行为”模式(本文仅选取“认知—体验—行为”角度)。结合本文研究来看,社会公平感、社会信任和制度化政治参与符合上述政治行为模式,社会公平感是个体将自身公平准则运用于社会情境时产生的感知(林健和肖唐镖,2021),是个体对社会的认知,按照上述分析逻辑,对社会公平的认知是产生信任体验的重要动力(闫佳等,2018),而信任体验最终促使公众的政治参与行为。
(二)社会公平感对制度化政治参与的作用
社会公平是人类持续追求的理想社会状态(郭永玉等,2017),是公平的最大化体现。社会公平包括分配公平、程序公平、互动公平(张书维,2017)。社会公平感是公众对社会公平的认知与判断。根据上述框架和公平理论(Equity Theory),感知的合理性、公平性会影响个体行为的积极性。所以在公共管理情境下,社会公平感成为预测和解释政治参与的重要变量(郑建君,2019)。学者们主要论述了社会公平感对制度化政治参与的两类作用方式。一是直接作用,如公平的社会环境提升了公民对公共事务的合作意愿与积极性(张书维,2017),这属于制度化政治参与范畴;二是间接作用,如公平感提升了个体的政治效能感(郑建君,2013),当个体认为自己的行为可以影响政治进程时,往往更有意愿参与政治活动,这种行为模式符合“认知—体验—行为”模型。因此,本文认为,农村居民的社会公平感能够通过直接作用和间接作用影响制度化政治参与行为。实证中,公平感对政治参与的影响已经在青年学生群体中得到验证(Krings et al. ,2015),林健和肖唐镖(2021)的研究也表明社会公平感促进了中国公民的制度化政治参与,但学界缺乏对农村居民群体调查的验证。基于此,本文提出假设1:
假设1:农村居民的社会公平感与政治参与行为有正相关关系,农村居民社会公平感的提升有助于其政治参与行为。
(三)社会信任的中介作用
为了进一步分析上述间接作用的影响路径,本文将社会信任作为体验的表现形式来探讨其中介作用。社会信任是指公民对社会及社会内的一切对象的普遍信任(Bjørnskov,2007),是个体信任和整体信任的总和。社会信任按照信任的对象主要划分为人际信任维度和机构信任维度(陆渊和张新文,2021)。人际信任是个人基于理性思考和情感认同而形成的判断(闭珎尔,2018)。机构信任是个人对于组织(包括政府)、群体的信任程度(张书维,2017)。根据“认知—体验—行为”模型,社会信任是公民积极体验的表现形式(Grimmelikhuijsen,2010),因此,社会信任的来源是对社会的认知和情感过程,而社会公平感体现了其中的认知过程。
已有研究发现,当公众拥有社会公平感的时候,更倾向于与他人合作,从而达到社会协调的效果(Colquitt et al. ,2001;张书维,2017)。这也说明了社会公平感有助于建立信任。这是因为,从人际信任角度来看,个人对社会公平性的看法能直接影响他们的人际信任程度(You, 2012),认为社会公平的人更倾向于相信他人,而不会害怕由于分配不均衡导致矛盾产生。从机构信任角度来看,存在社会公平感的社会往往具备公平的政治制度和收入分配制度, 如均衡的经济收入 ( Rothstein and Uslaner,2005),这有助于公众对政府或其他群体产生信任;反之,在资源分配不均且没有公平制度的情况下,底层民众将很难实现阶层跃迁,因此其不愿意相信其他阶层群体(朱博文和许伟,2016)。可以看出,无论是人际信任还是机构信任都构建在公平的基础上,因此认为公平是社会信任的前提和保障,这也得到了行为实验研究结果的支持(闫佳等,2018)。
许多实证研究也说明了社会公平感和社会信任的关系。例如,You(2012)基于对 80 个国家 17 万人的多层次分析表明,公平的规则程序、规则管理和收入分配有助于提升社会信任。除此之外,学者们也从社会信任的子维度研究了社会公平感对信任的影响。例如,闭珎尔(2018)基于 2015 年中国综合社会调查(CSS)的数据发现,社会公平感(包括机会公平、程序公平和结果公平)能显著地正向影响人际信任;麻宝斌和于丽春(2018)通过对“当代中国社会公平感状况”的调查发现,社会公平感与政治信任有显著的正相关关系。基于以上分析,本文做出假设 2a:
假设 2a:农村居民的社会公平感正向影响社会信任。
同样地,根据“认知—体验—行为”模型,社会信任可以促进参与行为。由于行为产生的动力来自体验,积极体验(如信任)推动了制度化政治参与,消极体验(如不信任)则被认为与非制度化政治参与有关(Levi and Stoker,2000)。社会资本理论(social capital theory)认为,社会资本是公民通过参与社会网络而体现出的精神,社会信任是社会资本的一种表现方式, 它能促进公民达 成 共 识、 参 与 社 会 事 务(Putnam,1994)。鉴于社会信任对社会资本的提升作用,在一个相互信任的社会中,居民会因为得到了更充分的信息而有意愿表达自己的政治立场,从而参与投票选举(邢春冰和罗楚亮,2011)。已有研究证实,社会信任作为社会资本的一部分,对于城市居民的政治参与有着积极的作用(胡荣,2008)。
也有学者从政治信任的角度来阐述社会信任对政治参与的影响。政治信任是民众对政治系统的合理预期以及互动、合作意愿,具有互动性和动态性(程竹汝,2009),也可以理解成民众对政府、政策及公职人员的支持与认同(陈希晖等,2014)。社会信任是政治信任的基础(Aberbach and Walker, 1970),二者具有强正相关关系(熊美娟,2011)。同样地,政治信任与制度化政治参与也有着显著的关系(孙昕等,2007;郑建君,2013;段雪辉,2016)。因为公众一旦对政府信心不足,就会与政府产生距离感,从而减少了投票等政治行为(Norris, 1999)。
基于以上分析,本文认为,社会信任与制度化政治参与的关系符合体验与行为的互动逻辑,即当社会信任度提升时,其所带来的体验能够促进居民参与政治行动,如参加投票选举等。而且农村居民的亲缘纽带关系明显,这有助于信息沟通,将社会信任“溢出”到政治信任(刘米娜和杜俊荣,2013),最后形成农村居民的制度化政治参与。基于此,本文做出假设2b 和2c:
假设2b:农村居民的社会信任正向影响制度化政治参与。
假设 2c:农村居民的社会信任在社会公平感对制度化政治参与行为的影响中起到中介作用。
(四)互联网媒介的调节作用
以往中国农民使用的媒介多以电视为主,以纸质媒介、人际关系传播为辅(陈鹏和臧雷振,2015)。随着互联网在农村地区逐步普及,农村居民得到了在网络上发表意见和接收政治信息的机会。中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的《中国互联网络发展状况统计报告》显示,截至 2021 年 6 月,我国农村网民规模为 2. 97 亿,农村地区互联网普及率为 59. 2%,较 2020 年 3 月提升了 13 个百分点。互联网的出现大大降低了农村居民获取信息的难度,改变了他们的媒介使用结构,学者们也就互联网是否以及怎样改变农村居民的政治参与展开了讨论。
根据公平理论及上述分析,人们在感知到公平后会更积极地参与政治活动,媒介则能够给民众提供感知公平的渠道。一般认为,媒介是政治信息传播的载体,对政治参与有影响,但学界关于媒介对政治参与的作用到底是促进还是抑制一直存在争论,主要包括“促进论” ( Shah et al. , 2007)和“抑制论” (Manheim, 1976)。支持“促进论”的学者认为,互联网媒介加强了公众的信息接收能力,为他们提供发表观点的平台,有助于培养其政治意识,因此有利于其政治参与(Bimber et al. ,2015);支持“抑制论”的学者认为,互联网媒介牺牲了原本属于政治活动的时间,增加了民众的娱乐性活动参与,不利于其政治参与( Putnam, 2000)。也有学者提出“有限效果论”,即媒介在不同群体中会产生差异化的效果。例如,媒介被证明对中国农民政治参与行为有积极影响(陈鹏和臧雷振,2015),主要原因是在中国情境下,媒体受到监管,侧重于正面宣传和引导(宋典等,2019),从而培养了农民的集体意识和政治效能感,集体意识促使农民关心集体事务,政治效能感让农民有信心通过政治参与改善民主环境。
应当注意媒介作为信息流通的承载工具,其与公民的政治参与并不存在必然的直接因果关系(陈鹏和臧雷振,2015)。但媒介(互联网)的使用又被证明能够影响政治参与(王薪喜和孟天广,2021)。因此在研究媒介与政治参与的关系中,借助媒介环境研究其调节作用是一种常见的选择。不少学者也针对此探究互联网对政治参与影响的异质性。总的来看,其影响包括娱乐属性和信息属性,分别对应公民的娱乐活动参与和信息获取行为。娱乐属性的互联网使用多与非制度化政治参与相关,因为互联网赋予了更多人发表意见的机会,给予同质的民众交流平台( Farrell,2012),这种对政治的相对自由的评论可能发展成非制度化政治参与,且关于互联网媒介对非制度化政治参与的正效应已经在实证中得以证明( 边晓慧和苏振华,2020);而信息属性的互联网使用则有助于民众了解并接近政府、关心政治问题、关注公共事务(Prior, 2005),往往可以间接促进民众的制度化政治参与。
综合以上研究,本文认为,尽管互联网媒介引发了农村居民政治参与的不利因素,但在社会信任转化为政治参与行为的过程中,互联网的信息属性使用能够迅速地使其获取政治信息和决策相关信息,进而促成其因信任而采取的政治参与行为。因此,本文提出假设3:
假设3:互联网媒介正向调节了农村居民社会信任与政治参与的关系,使用互联网媒介的农村居民更有意愿进行政治参与。
三、数据与方法
实证数据来自 CGSS,由中国人民大学中国调查与数据中心发布,数据经过分层多阶段概率抽样,对内地 31 个省、自治区、直辖市开展入户调查,具有样本代表性。本文共统计了五期 CGSS(2010、2012、2013、2015、2017)的数据,选择五期数据的原因是,自 CGSS2010 后,调查内容均包含政治参与行为量度,五期调查共收集 58536 个样本。鉴于本研究关注的对象是农村居民,本文在剔除了选择“拒绝回答”或“不知道”等选项后,对拥有农村户口且目前居住于户口所在地或相邻村镇的样本群体进行筛选,最后得到 19613 个有效样本。
(一)模型设定与变量说明
考虑到本文使用的数据来源于不同时间段,本文基于张延吉等(2019)的观点使用分层线性模型。具体而言,本文以个体为层 1 单元,以同期群体为层 2 单元,构建两层随机截距模型①。由于本研究的因变量“政治参与行为”是 0 ~ 1 虚拟变量,因此本文使用广义多层线性回归。层 1 中因变量 Yit 是指 i 个体在 t 时期选择参与投票与否;Xkit 是指 i 个体在 t 时期的第 k 个解释变量;残差 rit 是个体随机效应,其方差为δ2;层 2 中 γ00 为 β0t 的固定效应,u0t 是其对应的随机效应,其方差为Γ00 。
① 鉴于本研究事前检验随机斜率模型与随机截距模型没有显著差异,因此本文选择随机截距模型。
(二)变量定义和操作
1. 因变量
本文的被解释变量是制度化政治参与。对因变量的测量源于问卷中“上次居委会选举/ 村委会选举,您是否参加了投票” 的题项。选项有“是” “否” “没有投票资格”“不知道”“拒绝回答”。本文对数据进行处理,剔除了缺失数据和无效数据,将“是”赋值为 1,“否”赋值为 0,由于剔除的数据占比均在 10%以内,因此剔除数据不会引发结构性问题和测量偏差,下同。
2. 自变量
本文选用社会公平感作为自变量。参考肖越(2021)的研究,将问卷题项“总的来说,您认为当今的社会公不公平?”作为个体对社会公平感知的代表。剔除“不知道”和“拒绝回答”等无效题项,社会公平感的程度被分为“完全不公平” “比较不公平”“说不上公平但也不能说不公平”“比较公平”“完全公平”,并从低到高赋值为 1~5。如果公民认为社会完全不公平则赋值为 1,如果公民认为社会完全公平则赋值为 5。
3.中介变量
本文选用社会信任作为中介变量。参考王卓(2021)的研究,将问卷题项“总的来说,您同不同意在这个社会上,绝大多数人都是可以信任的?”用来测量公民的社会信任度。依据回答“非常不同意”“比较不同意”“说不上同意不同意”“比较同意”“非常同意”赋 1~5 分。非常不同意社会信任的公民赋值为 1,非常同意社会信任的公民赋值为 5,并对缺失值进行了处理。
4. 调节变量
本文选用互联网媒介作为调节变量。题项“过去一年,您对互联网(包括手机上网)的使用情况是怎样的?”测量了公民使用互联网媒介的频繁程度。将使用情况划分为“从不使用”“很少使用”“有时使用” “经常使用” “非常频繁使用”五类,并进行赋分。从不使用互联网的公民赋值为 1,非常频繁使用互联网的公民赋值为 5,分数越高代表互联网使用越频繁。
5. 控制变量
为了更准确地测量变量间的关系,本文引入若干控制变量:性别,女性= 0,男性=1;年龄,用受访年份与出生年份之差计算;受教育程度,根据受教育层次由低到高赋值为 1~ 13,没有受过任何教育 = 0,研究生及以上 = 13,其他 = 14;政治面貌,中共党员= 1,其他= 0;健康状况,采用受访者自评,很不健康 = 1,比较不健康 = 2,一般 = 3,比较健康= 4,很健康= 5;婚姻状况,初婚有配偶、再婚有配偶、分居未离婚赋值为 1,其余赋值为 0;收入,受访年前一年全年总收入取对数(若值为 0,加 1 后再取对数);子女数,即子女总数量,包含继子女、养子女和已去世子女;房产数量,即房产总数量;是否务农,非务农= 0,务农 = 1。各变量描述性统计数据如表 1 所示。由于本文使用二手数据分析,存在一定的题项及结构限制,但本文的分析依然具有有效性,这是因为 CGSS 的题项较多且题目与题目间关系不大,一定程度上避免了共同方法偏差的风险,且样本量较大,因此结果具有可靠性(保海旭,2021)。
四、分析结果
在进行分析前,本研究首先建立零模型(null model)以判断多层线性模型是否适用,即将因变量对不含有预测因子模型进行回归,结果如表 2 模型 1 所示。零模型中截距的随机效应的 95%置信区间显著不包含 0(0. 00,0. 04),证明各时期之间的截距有显著差异,因此构建广义多层线性回归是有必要的。此外,本文也通过测量变量方差膨胀因子(VIF)对多重共线性进行检验。一般认为,若大多数变量 VIF 在[1,2]之间,少数略超过 2,则不存在严重的多重共线性问题。本文对变量 VIF 测量后发现,除年龄(2. 385)外,其余各变量 VIF 值均处于[1,2]之间,故不存在严重的多重共线性问题。
(一)主效应检验
表 2 模型 2 仅有农村居民社会公平感即农村居民政治参与对社会公平感进行回归,结果显示农村居民社会公平感与农村居民政治参与显著正相关(γ = 0. 149,SE =0. 014, p<0. 001)。模型 3 对模型 2 的结果进行稳健性检验,相继加入性别、年龄、政治面貌等控制变量,社会公平感与政治参与仍然显著正相关(γ = 0. 108,SE = 0. 014,p<0. 001),假设 1 得到验证,即农村居民社会公平感的提升有助于其政治参与行为。
在控制变量中,性别、年龄、政治面貌、婚姻状况、子女数和是否务农均对农村居民制度化政治参与产生显著影响。其中,政治面貌对制度化政治参与有几乎决定性的影响;女性的制度化政治参与行为比男性多;年龄的升高能促进农村居民制度化政治参与。而本文未探测到其余的控制变量(教育程度、健康、收入、房产数量)与制度化政治参与的明显关系。
(二)主效应及中介效应检验
表 2 模型 4 表示社会信任仅对社会公平感进行回归,结果显示农村居民社会公平感与社会信任显著正相关(γ = 0. 290,SE = 0. 006,p<0. 001)。随后进行稳健性检验,同样加入性别、年龄等控制变量后社会公平感与社会信任显著正相关(γ = 0. 269,SE = 0. 006, p<0. 001),假设 2a 得到验证。
表 2 模型 6 表示农村居民政治参与对社会公平感以及社会信任进行回归,结果显示社会信任与农村居民政治参与显著正相关(γ = 0. 099,SE = 0. 015,p<0. 001)。同样进行稳健性检验,加入控制变量后社会信任与农村居民政治参与仍显著正相关(γ = 0. 050,SE = 0. 016, p<0. 01),假设 2b 得到验证。
假设 2c 提出农村居民社会信任在社会公平感对制度化政治参与行为的影响中起到中介作用。本研究使用蒙特卡洛模拟进行中介效应检验( Mackinnon et al. ,2004) ,并将模拟次数设置为 20000,检验结果见表 3。在经过 20000 次模拟之后,农村居民社会公平感通过社会信任对政治参与行为的影响在 95%的置信区间为(0. 005,0. 022),不包含 0,且显著水平(Z 值)为 3. 03,通过中介效应检验,假设 2c得到验证。
(三)调节效应检验
假设 3 提出互联网媒介正向调节了农村居民社会信任与政治参与的关系,接触互联网媒介多的农村居民更有意愿进行政治参与。在进行回归前将社会信任和互联网媒介进行中心化处理并构建交互项。首先,本文先对是否使用互联网进行调节效应检验,将未使用互联网人群赋值为 0,将其余赋值为 1,进行回归。表 2 模型 8 显示,社会信任和互联网媒介交互项与政治参与行为显著正相关(γ = 0. 121,SE = 0. 033,p<0. 01),互联网媒介的调节作用得到验证。但同时,本文也关注到互联网使用对政治参与的直接负效应,为验证此种关系,本文进一步对互联网使用频率进行回归,发现互联网媒介(频率) 对政治参与的负效应依然显著(γ = -0. 133, SE = 0. 015, p<0. 001),且社会信任和互联网媒介(频率)交互项与政治参与行为同样呈显著正相关关系(γ = 0. 030,SE = 0. 011,p<0. 01)。据此本文认为,互联网媒介的调节作用显著,假设 3 得以验证,但其对制度化政治参与存在直接负效应。
(四)稳健性检验
为了提高主效应及调节效应结果的可靠性,根据汤峰等(2021)的提议,采用多种方法进行稳健性检验。表 4 为加入控制变量后仅呈现核心变量的回归结果。研究认为多层线性估计与广义多层线性估计结果将保持一致,因此首先使用多层线性回归作为稳健性检验。表 4 中模型 1 和模型 2 为运用多层线性回归将农村居民制度化政治参与对核心变量进行回归的结果。
由于样本规模影响估计结果,本研究使用的样本不仅可能受到时间的影响,也有可能受到空间的影响。具体而言,本研究使用的样本需要考虑不同省份之间是否有差异。因此,在进行广义多层线性回归时不仅控制时间层( year) ,也控制省份层。表 4 中模型 3 和模型 4 采用同时控制时间和省份作为层 2 的广义多层线性回归。
另外,本文也考虑到我国东西部经济发展存在差异,以往研究发现经济发展可能通过政府信任(魏万青,2016)间接影响政治参与(李东平和田北海,2021),因此本文考虑西部与中东部地区经济发展情况不均衡可能导致居民政治参与表现存在差异。具体而言,本文将西部省份(包括四川、重庆、云南等 12 个省、自治区、直辖市)的数据与中东部地区分开,构建虚拟变量(0 = 西部地区,1 = 中东部地区),并采用广义多层线性模型进行估计,结果显示在表 4 的模型 5 和模型 6 中。
通过以上多种方式对模型进行估计,结果显示核心解释变量回归系数的方向和显著性与本研究假设一致,说明本文的核心结论有较强稳健性。
五、结论与启示
首先,本文基于对五期 CGSS 调查数据的分析,围绕农村居民对制度化政治参与的成因展开探索。研究发现,农村居民的社会公平感是制度化政治参与的主要原因之一,从而印证了林健和肖唐镖(2021)的观点。但本文着重探究其间接作用机制。从行为公共管理学的角度来看,政治参与行为是认知体验和情绪体验的结果,而信任是公民积极体验的具体表现方式之一(张书维和李纾,2018),本文根据这一影响路径验证了信任角度的间接作用机制。具体而言,社会公平感有助于个体通过认知过程对当下社会现状形成积极判断,当农村居民具备社会公平感时,他们实际已经获得了认知的积极体验,其社会信任程度会提高,社会信任度的提升让公民更有意愿参与社会活动(Putnam,1994),有助于公民政治效能感提升,因此他们更热衷于行使作为公民的权利,进行制度化政治参与活动(如选举投票等)。基于本文的实证结果,社会公平是农村居民社会信任的基础,社会信任又是制度化参与的源动力,因此构建公平社会是加快农村民主政治体系建设的重要环节。总的来说,本文揭示了一条“认知—体验—行为”的从政治心理到政治行为的路径,体现了建设公平社会的重要性。党的十九大报告指出:“不断促进社会公平正义,形成有效的社会治理、良好的社会秩序,使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续。” (习近平,2017)这也凸显了提升公民社会公平感在国家治理过程中的重要性。而为了社会公平感,我们需要构建更合理的收入分配机制和权益保障机制,营造公平公正的法治环境。
其次,通过对回归结果的分析发现,互联网媒介对农村居民制度化政治参与产生了复杂的系统性影响。不同于“促进论” “抑制论”或“有限影响论”,本文发现了互联网媒介对政治参与的“双向影响论”,即虽然互联网媒介对制度化政治参与存在抑制作用,但就社会信任推动居民制度化政治参与过程而言,互联网媒介发挥着重要的作用,而出现以上两个特性的原因就是互联网具备双重属性。具体而言,本文发现,互联网媒介对制度化政治参与的抑制因素主要有以下两点。第一,互联网媒介对农村居民制度化政治参与的直接负向作用是由于互联网媒介的娱乐属性的作用结果。互联网的出现让大众将更多的时间花费在娱乐中,从而缩减了其他活动(包括政治活动)的时间(Putnam, 2000)。第二,互联网的一般性使用实际上促进了非制度化政治参与(边晓慧和苏振华,2020),进而削弱了政府公信力以及制度化政治参与的比重和地位。此时,“抑制论”占主导地位。但在社会信任向制度化政治参与演变的过程中,使用互联网的农村居民比不使用者更有意愿进行投票选举等制度化政治参与行为。这是由于从社会信任到制度化政治参与的过程需要信息的催化。具体而言,居民需要选举的时间和地点、程序要求、被选举人基本情况等信息来推动其行为,而使用互联网的农村居民比不使用者能更便利地获取上述信息,因此更有可能转化为制度化政治参与行为。此时,互联网的信息属性显现,“促进论”占主导地位。进一步分析农村地区互联网使用状况可以发现,由于我国农村劳动人口的非农化转移现象(李江和毛瑞男,2021),互联网在农村地区使用呈现两极化趋势:一方面,留守青少年无节制地使用互联网娱乐功能,如游戏、社交等,消耗大量时间;另一方面,中老年农村居民缺乏互联网使用渠道和技术,互联网信息属性未能完全发挥作用。上文已论证,互联网作为媒介,其娱乐性使用不利于政治参与 ( Putnam,2000),而信息性使用则对政治参与有促进作用(Prior,2005)。据此,本文认为,解决政治冷漠问题的关键在于推动中老年群体利用互联网的信息属性以及限制互联网娱乐属性的滥用,防止失衡。事实上,我国在推进乡村振兴战略中就已提出加强乡村公共服务、社会治理等数字化智能化建设,今后,互联网媒介将在乡村治理中扮演更重要的角色。
最后,本文也发现了影响农村居民制度化政治参与的其他原因。第一,女性的政治参与行为较男性更多,这一现象与常识相悖,但有学者对此作出了解释:男性的政治参与体现在提出意见和建议、参与日常事务管理等方面,而制度化政治参与可能需要付出一定代价,如花费时间和精力去投票,这削弱了男性制度化政治参与的积极性(季丽新,2009)。第二,政治面貌(中共党员)与制度化政治参与有显著的高相关性。本文中政治面貌仅考量了中共党员与其他身份,可以看出,中共党员的政治参与积极性明显高于其他群体,由于加入政治团体本身就是政治关心的体现,因此这种高相关性符合常识与基本认知。第三,本文也注意到收入对制度化政治参与没有形成显著影响,这与国外的政治参与理论相悖。收入在国外研究中往往是政治参与的重要预测因素(Verba et al. ,1995),但国内学者的研究结果(季丽新,2009;刘广之和李福泉,2018)不用于国外。究其原因,本文认为是国内外政治制度的差异。国外政治参与的目的是通过政治手段保全、获取自身利益,在这种情况下,高收入人群往往热衷于政治活动,参与制定规则;而国内政治参与的目的是保障公民权利、地位和决策权,较少涉及个人利益与得失。因此,在中国情境下,收入与制度化政治参与相关性较弱。
综合考虑以上三个结论,本文提出构建农村基层民主治理的一条合理路径,即互联网信息载体视域下的农村地区的社会公平体系建设。互联网作为信息载体,加速了信息透明化进程,从公民(信息接收者)视角出发,一方面,他们希望获取更多的信息,这有利于信息接收者与政府或其他个体展开博弈;另一方面,他们也希望能够利用公开的言论平台以合法途径保障自身权益。从政府治理视角出发,互联网渠道拓宽了治理的边界,加速了公民的社会认知,有助于公平社会的建立。但不恰当的互联网使用反而对制度性政治参与有害,这就需要政府对互联网的使用进行规范和引导,避免互联网娱乐属性造成的不利影响。同时,引导农村居民正确使用互联网媒介有助于提升农村居民的政治意识,推动非制度化政治参与向制度化政治参与的转换,完善乡村治理体系。为此,各地已经出现了一些探索,如建立网络问政平台或互联网违法和不良信息举报中心,此举为非制度性政治参与转换到制度性政治参与搭建了良好的平台,能有效推进公民的政治参与(沙勇忠等,2019)。
当然,本文也存在一些不足留待未来研究和讨论。第一,本文探究了政治参与内部动力机制,但未考虑外部原因,如亲属和朋友的建议、村干部的宣传等,这些外部因素对政治参与行为可能起到作用,但本文未论证其影响因子。第二,本文仅用是否参与选举来衡量农村居民制度化政治参与,未考虑其他制度化政治参与方式。第三,本文测量社会信任的维度较为单一,仅以个体感知的他人可信度作为衡量标准,后续研究可以建立更加丰富的社会信任测量体系,从多角度反映个体的信任程度。第四,本文对五期调查样本进行了总体分析,而未考虑各期间的差异,后续可以进一步探究各时期政治参与影响因素的变化。
参考文献 略
文章已于中国知网网络首发，经授权由《公共管理评论》公众号转载。建议到中国知网下载原文阅读，尊重版权，尊重学术。
编辑 | 常远 李舒敏
排版 | 王书铭
核发 | 梅赐琪
微信推送：2022年第213期