區(qū)域規(guī)模與外部政治效能感：基于中國縣級數(shù)據(jù)的研究

鄧燕華 黃 健

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區(qū)域規(guī)模與外部政治效能感：基于中國縣級數(shù)據(jù)的研究

鄧燕華 黃 健*

學(xué)界對政治效能感多有研究，但已有文獻更主要用個體性因素對之加以解釋，缺乏考察宏觀的、結(jié)構(gòu)性的因素。論文結(jié)合2010年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)和相關(guān)縣域信息，研究區(qū)域規(guī)模對外部政治效能感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，就均值而言，外部政治效能感隨縣域規(guī)模的擴大而降低。利用分位數(shù)回歸分析方法，進一步發(fā)現(xiàn)，縣域規(guī)模在外部政治效能感條件分布的不同位置上作用不同?？h域規(guī)模對處于低分位上的個體影響顯著，但對居于高分位上的個體幾乎沒有作用。相關(guān)研究結(jié)果對政府管理與社會穩(wěn)定維持具有一定啟示意義。

縣域規(guī)模 政治效能感 政府回應(yīng)性 分位數(shù)回歸

一、導(dǎo)論

長期以來，研究者對公民的政治效能感(Political Efficacy)給予了很多關(guān)注?？藏悹?Angus Campbell)等將這一概念界定為“個體對政治與社會變遷是否可能以及他們能否在這一過程中發(fā)揮作用的感知”(Campbell et al.，1954: 187)。政治效能感一般被區(qū)分為內(nèi)部政治效能感(Internal Political Efficacy)和外部政治效能感(External Political Efficacy)。前者是指公民對自己能夠理解政治并影響政治過程的信念，后者是個體有關(guān)政府對市民訴求回應(yīng)性的感知(Balch，1974；Craig & Maggiotto，1982；Niemi et al.，1991)。已有研究顯示，內(nèi)外政治效能感之間存在一定程度的正相關(guān)關(guān)系(Craig & Maggiotto，1982)。

研究者對政治效能感之所以感興趣，主要因為它是調(diào)節(jié)公民政治參與的重要變量。不少學(xué)者探討政治效能感對選舉這一制度化政治參與的影響。一些研究顯示，那些信任當(dāng)前政治系統(tǒng)并相信自己能夠影響政治進程的公民，更有可能在各種選舉中投票(Sabucedo & Cramer，1991；Ragsdale & Rusk，1993；Narud & Valen，1996；Pattie & Johnston，1998)。反之，如果個體對政府的回應(yīng)性不滿意，則更不可能參與選舉。例如，有研究發(fā)現(xiàn)，自1960年代以來，美國總統(tǒng)選舉和國會選舉的投票率持續(xù)走低，主要是選民的外部政治效能感下降和政黨認(rèn)同削弱這兩個趨勢共同作用的結(jié)果(Abramson & Aldrich，1982)。除了對制度化參與有作用，政治效能感也會影響個體的非制度化政治參與，例如游行與抗議。在已有研究中，有個經(jīng)典的“低外部效能感—高內(nèi)部效能感”命題。該命題指出，同時擁有低外部效能感和高內(nèi)部效能感的個體，更有可能參與非制度化行動(Craig & Maggiotto，1981；Pollock，1983；Lee，2006)*加姆森(William A.Gamson)(Gamson，1968)和佩吉(Jeffery M.Paige)(Paige，1971)等在更早時提出一個相似的命題，認(rèn)為具有高內(nèi)部政治效能感和低政治信任的個體，更有可能卷入非傳統(tǒng)的或抗議性行動。。

正因為政治效能感會影響政治進程與結(jié)果，所以很多學(xué)者探討了這一態(tài)度變量的影響因素?，F(xiàn)有研究主要從社會經(jīng)濟地位(Easton & Dennis，1967；Emig et al.，1996；熊光清，2014)、政治社會化過程(Isaac et al.，1980；Morrell，2005；Pasek et al.，2007)、媒體使用(Aarts & Semetko，2003；Kenski & Stroud，2006)、各種政治參與(Finkel，1985，1987；Madsen，1987；Clarke & Acock，1989)以及其他態(tài)度變量(Vecchione & Caprara，2009；Anderson，2010)等方面，分析不同個體在政治效能感上存在差異的原因。但總體觀之，這些文獻主要探討個體因素對政治效能感的影響，而缺乏考察宏觀變量的作用*一些學(xué)者探討了制度因素對政治效能感的影響，如選舉系統(tǒng)(Karp & Banducci，2008)和立法機構(gòu)構(gòu)成(Milyo & Primo，2005；Atkeson & Carrillo，2007)，也有極個別學(xué)者探討利益群體與國家政權(quán)關(guān)系對政治效能感的影響(朱妍，2011)等。。為彌補這個缺憾，本文研究區(qū)域規(guī)模這一宏觀因素對中國公民政治效能感的影響。

二、區(qū)域規(guī)模及其影響

在各種宏觀因素中，區(qū)域規(guī)模(Jurisdictional Size)是影響政治態(tài)度和政治參與的重要因素。所謂區(qū)域規(guī)模，通常是指一個行政區(qū)域內(nèi)的人口規(guī)模(Oliver，2000；Lassen & Serritzlew，2011)。自柏拉圖和亞理斯多德以來，不少學(xué)者探討了最優(yōu)轄區(qū)規(guī)模問題。在柏拉圖看來，一個行政區(qū)域必須擁有一定人口才能得以維持。就當(dāng)時的城邦而言，柏拉圖主張5 040個居民是一個比較合適的規(guī)模。亞理斯多德也認(rèn)為，區(qū)域規(guī)模應(yīng)該恰到好處，不但要達(dá)到一定規(guī)模，以使轄區(qū)自立更生，又要足夠小，能使賢者獲得官職以盡其才，同時讓市民彼此相熟、充分互動(Aristotle，1948)。更為晚近些，羅伯特·達(dá)爾(Robert A.Dahl)認(rèn)為理想城市規(guī)模應(yīng)在50 000到200 000之間(Dahl，1967： 965)；區(qū)域規(guī)模過大或太小，都有其弊端(Dahl & Tufte，1973: 3)。當(dāng)然，也有一些研究者認(rèn)為根本不存在所謂的最優(yōu)區(qū)域規(guī)模(Richardson，1972)。

探討區(qū)域規(guī)模影響的文獻主要有兩大陣營，一派堅持“小而美”(The Small Is Beautiful)，另一派認(rèn)為“大而活”(The Large Is Lively)(Kelleher & Lowery， 2009)。這兩個分支的研究，觀點分歧主要體現(xiàn)在個體資源、政治興趣以及動員效果三方面(Kelleher & Lowery，2004)。堅持“小而美”的研究者認(rèn)為，在規(guī)模小的行政區(qū)域中，居民之間彼此共享相似價值，公民參與的藩籬較少，同時地方官員對市民的訴求也更關(guān)切(Finifter & Abramson，1975；Oliver，2000；Ross & Levine，2001；Ladner，2002；Costa & Kahn，2003)，在這些因素的作用下，民主的質(zhì)量往往較高。而認(rèn)可“大而活”觀點的學(xué)者卻認(rèn)為，在規(guī)模較大的行政區(qū)域內(nèi)，社區(qū)異質(zhì)性通常較大，因此有著更多吸引公民參與的重要議題(Bachrach & Baratz，1970；Burns，1994)，存在更多派系競爭。不同利益群體為了爭取支持，會培訓(xùn)潛在支持者，向他們提供政治參與的知識與技術(shù)。不同利益群體的這類努力，最終會提高整體政治參與水平(Fishcher，1995；Gray & Lowery，1996)。

根據(jù)以上觀點，區(qū)域規(guī)模與政治效能感的關(guān)系也可能存在兩種類型。按照“小而美”派的邏輯，政治效能感會隨著區(qū)域規(guī)模的提高而降低，因為在規(guī)模較小的區(qū)域內(nèi)，政治往往更為具體，官員與公民之間的關(guān)系也更緊密，這有利于促進民眾需求與公共產(chǎn)品供給之間的匹配，進而提升個體對政府回應(yīng)性的評估，即公民的外部政治效能感得到了增強。另外，小行政區(qū)域內(nèi)存在的高同質(zhì)性，會提升公民的政治興趣，并將他們動員到政治過程中。隨著公民不斷卷入政治，參與經(jīng)歷會使他們更相信自己能夠理解和介入政治。換言之，政治參與是一個學(xué)習(xí)過程，可以提升個體的內(nèi)部政治效能感。但是，按照“大而活”派的邏輯，區(qū)域規(guī)模應(yīng)該有利于提高公民的政治效能感。一方面，大行政區(qū)域的政府能力往往較強，可以發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，更有效率地提供多樣化服務(wù)以滿足公民的需求，進而加強公民的外部政治效能感。另一方面，不同利益群體為爭取支持而提供的相關(guān)培訓(xùn)，可以提高公民理解和參與政治的能力，即客觀上會使公民內(nèi)部政治效能感得到增強。

在現(xiàn)有文獻中，只有一些經(jīng)驗研究探討了區(qū)域規(guī)模對政治效能感的影響，且無定論可尋。有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)區(qū)域規(guī)模與政治效能感無關(guān)(Almond & Verba，1963；Lyons & Lowery，1989；Muller，1970)，而有的研究卻得到相反結(jié)論，指出區(qū)域規(guī)模與政治效能感存在負(fù)相關(guān)關(guān)系(Finifter，1970；Finifter & Abramson，1975；Vetter，2002；Lassen & Serritzlew， 2011)。這些文獻大多不是專門而系統(tǒng)地探討區(qū)域規(guī)模對政治效能感的作用，且一般也沒有區(qū)分人口規(guī)模對內(nèi)外政治效能感的影響。不過，拉森(David D.Lassen)和瑟利茲盧(S?ren Serritzlew)(Lassen & Serritzlew，2011)的論文是個例外。在他們的研究中，兩位作者以丹麥行政區(qū)域改革前后所開展的兩次調(diào)查為基礎(chǔ)，通過準(zhǔn)實驗的方法證明區(qū)域規(guī)模對內(nèi)部政治效能感有因果作用：區(qū)域規(guī)模增大，個體內(nèi)部效能感降低。

當(dāng)前，還沒有經(jīng)驗研究系統(tǒng)分析區(qū)域規(guī)模與外部政治效能感的關(guān)系。一般認(rèn)為，內(nèi)部效能感是個體對自我的認(rèn)知，與一些穩(wěn)定的性格特征緊密相關(guān)，比較不容易受到外部因素的影響。相反，外部政治效能感是公民對政府回應(yīng)性的感知，易于受到情境因素和特定事件(如選舉過程及結(jié)果)的作用(Clarke & Acock，1989)。因此，如果拉森和瑟利茲盧(Lassen & Serritzlew，2011)的研究驗證了區(qū)域規(guī)模對較為穩(wěn)定的內(nèi)部政治效能感有因果作用，那么我們有理由預(yù)期，這一因素也可能影響個體的外部政治效能感。

另外，現(xiàn)有文獻還存在一個不足，即沒有系統(tǒng)考察規(guī)模效應(yīng)在政治效能感分布不同位置上的異質(zhì)性。已有研究一般使用經(jīng)典最小二乘法，分析政治效能感條件均值如何受到各種主客觀因素的影響。但是，在給定了可觀測變量情況下，一些不可觀測因素會使區(qū)域規(guī)模效應(yīng)隨政治效能感分布位置的不同而變動。比如，已有研究顯示，政治資源的分布受到區(qū)域規(guī)模的影響(Borck，2002)。如果政治資源會作用于政治效能感，那么區(qū)域規(guī)模效應(yīng)對在政治效能感條件分布不同位置上的群體也可能不同。因此，我們在考察政治效能感均值的影響因素外，還要關(guān)注政治效能感的分布特征。

本文結(jié)合2010年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)和相關(guān)縣域信息，研究區(qū)域規(guī)模對個體外部政治效能感的影響。我們發(fā)現(xiàn)，就均值而言，外部政治效能感隨縣域規(guī)模的擴大而降低。利用分位數(shù)回歸分析方法，我們進一步發(fā)現(xiàn)，縣域規(guī)模對在外部政治效能感條件分布上處于低分位的個體作用顯著，但對居于高分位上的個體幾乎沒有影響。

三、數(shù)據(jù)與變量

要檢驗縣域規(guī)模對外部政治效能感的影響，研究者必須同時擁有個體層面和縣級層面的信息。為此，我們整合了2010年中國綜合社會調(diào)查(CGSS 2010)、《全國地市縣財政統(tǒng)計資料(2009)》以及第六次人口普查的信息，建構(gòu)了一個專門的數(shù)據(jù)庫。我們從 CGSS 2010獲得個體層面數(shù)據(jù)，從后兩個數(shù)據(jù)源得到區(qū)域背景信息，如縣域規(guī)模、人均GDP、縣域支出、民族區(qū)域自治等。

CGSS 2010 采用多階段分層次等概率抽樣方法，其調(diào)查點覆蓋中國大陸31 個省級行政單位。首先，此次調(diào)查在全國一共抽取了100 個縣(區(qū))，另外加上北京、上海、天津、廣州、深圳這5 大城市，作為初級抽樣單元。然后，在每個被抽中的縣(區(qū))中，隨機抽取4 個居委會或村委會，在每個居委會或村委會又隨機抽取25 個家庭。最后，在每個被抽中的家庭中，隨機抽取一名18歲以上的成員進行訪問。CGSS 2010 數(shù)據(jù)庫的有效樣本量為11 785。

本文研究縣這一行政單位的規(guī)模效應(yīng)。我們之所以關(guān)注縣，主要基于以下兩方面考慮。一方面，從歷史角度看，自秦朝廢除分封制、實行郡縣制后，縣長期作為正式的行政單位，邊界相對穩(wěn)定(Ma，2005)。相比，區(qū)在當(dāng)今中國行政設(shè)置中，其行政級別相當(dāng)于縣，但作為復(fù)雜城市系統(tǒng)的有機組成部分，其自主性遠(yuǎn)不及縣。我們只考察縣，而不關(guān)注區(qū)，主要為了盡量減少干擾因素，以使我們的研究更為穩(wěn)健。另一方面，從當(dāng)前來看，縣仍然是中國最重要的行政單位。它不但是地方經(jīng)濟的主要推動者，而且是基層政治的主要容器和公共服務(wù)的主要提供者。相對于鎮(zhèn)和市，縣是更為重要的國家與社會互動的場域(Blecher & Shu，1996)。因此，在中國五級行政單位中，縣適于用來研究區(qū)域規(guī)模對外部政治效能感的影響。根據(jù)我們的研究目的，我們對CGSS 2010的樣本進行了篩選， 最后有4 675個觀測量進入子樣本，構(gòu)成我們實證分析的基礎(chǔ)。

接下來介紹政治效能感的測量。在現(xiàn)有研究中，很多學(xué)者探討了這一問題(Balch， 1974；Craig & Maggiotto，1982；Acock et al.，1985；Craig et al.，1990；Niemi et al.，1991；Morrell，2003)。借鑒這些研究成果，我們利用CGSS 2010中的四個指標(biāo)建構(gòu)外部政治效能感指數(shù)。這四個效能感指標(biāo)分別來自以下問卷測量項目：(1)政府官員不太在乎像我這樣的人在想些什么；(2)我對于政府部門的建議或意見可以有辦法讓領(lǐng)導(dǎo)知道；(3)政府官員會重視我們對政府的態(tài)度和看法；(4)我向政府機構(gòu)提出建議時，會被有關(guān)部門采納。這四個測量項目的回應(yīng)選項包括：(1)完全不同意；(2)比較不同意；(3)無所謂同意不同意；(4)比較同意；(5)完全同意。我們對這四個效能感指標(biāo)進行重新編碼，使每個指標(biāo)在取值方向上保持一致，即“1”代表效能感最低，“5”說明效能感最高。我們用兩種方法建構(gòu)外部政治效能感指數(shù)。首先，我們使用因子分析法，建構(gòu)出的指數(shù)是均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的連續(xù)變量(見表1)，我們稱之為因子分析EPE指數(shù)*因子分析的效度檢驗指標(biāo)KMO值約為0.73，說明效度較高。。另外，我們又通過加總方式，構(gòu)建了一個以4為最小值、以20為最大值的離散型指數(shù)，我們稱之為加總EPE指數(shù)*Cronbach’s Alpha(克朗巴哈系數(shù))值約為0.7，說明信度較高。。我們認(rèn)為，通過兩種方式建構(gòu)外部政治效能感指數(shù)，并分別作為因變量進行回歸分析，這樣可以增強我們估計的穩(wěn)健性。

縣域規(guī)模是我們關(guān)注的自變量。在本研究中，這一自變量數(shù)據(jù)主要來自《全國地市縣財政統(tǒng)計資料(2009)》，測量單位是千人。從表1可以看到，人口規(guī)模在不同的縣中差異很大。最小的縣不到10萬人，最大縣的人口卻超過160萬。在模型中，我們還控制了其他縣域變量，這些信息來自《全國地市縣財政統(tǒng)計資料(2009)》和第六次人口普查的結(jié)果。首先，我們控制了人口集中度，因為該變量是一個行政區(qū)域的重要特征，且已有研究顯示它對政治效能感和政治參與有影響(Kelleher & Lowery，2009)。我們采用赫芬達(dá)爾指數(shù)(Herfindahl Index)衡量行政區(qū)域的集中度。在本研究中，赫芬達(dá)爾指數(shù)是一個縣下屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口比例的平方和。然后，我們將這個指數(shù)放大100倍，使靠近“100”的值代表幾乎整個縣的人口集中在一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，取值靠近“0”意味著各個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的人口規(guī)模相差不大。

一些有關(guān)行政安排的變量也可能影響政府回應(yīng)性。中國政府賦予一些少數(shù)民族聚集的地區(qū)以自治地位，同時自2000年以來的“強縣擴權(quán)”改革又賦予一些縣以更多管理經(jīng)濟社會事務(wù)的權(quán)利。為了控制這些行政安排的影響，我們引進兩個二元變量：民族區(qū)域自治(“1”代表一個縣是自治縣)和“擴權(quán)強縣”(“1”代表一個縣名列“擴權(quán)強縣”中)。已有研究還顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平以及公共部門的規(guī)模會影響政府的行政表現(xiàn)，進而影響公民對政府的滿意度(Bj?rnskov et al.，2008)。在這一研究中，我們用人均GDP來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，用每千人中公共部門雇員數(shù)來衡量公共部門的規(guī)模。我們同時還將勞動年齡人口相對總?cè)丝诘谋壤肽Ｐ?，以控制人口結(jié)構(gòu)的影響。

此外，我們還控制了一系列個體層次的變量，這些變量來自CGSS 2010數(shù)據(jù)庫。根據(jù)已有研究(Hayes & Bean，1993；Lassen & Serritzlew，2011；Bowler & Donovan，2002；Karp & Banducci，2008；李蓉蓉，2014；熊光清，2014；范柏乃、徐巍，2014)，我們控制了年齡、性別、婚姻、民族、教育水平、經(jīng)濟狀況和健康狀況。另外，我們引入兩個二元變量：戶口(是否具有城市戶口)和出生地(是否出生在城市)，以控制中國特有的戶籍制度的影響*有關(guān)戶籍制度和城鄉(xiāng)分割對政治效能感的影響，參見裴志軍(2014)。。我們還構(gòu)造了兩個二元變量，以衡量個體的社會交往和互聯(lián)網(wǎng)使用情況，因為已有研究顯示，社會互動和網(wǎng)絡(luò)使用會影響政治態(tài)度與政治行為(Eveland & Hively，2009；Anderson，2010；Aarts & Semetko，2003；Kenski & Stroud，2006；李蓉蓉，2014)。本研究涉及的主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

資料來源：作者自制。

三、研究方法

本研究采用普通最小二乘法(Ordinary Least Squares，OLS)和分位數(shù)回歸(Quantile Regression，QR)分析這兩種方法。首先，我們使用OLS模型進行分析。OLS模型是基于條件均值的回歸方法，能夠解釋因變量的條件期望與自變量的關(guān)系。但是，均值只是描述隨機變量的一種指標(biāo)，無法全面刻畫因變量和自變量的關(guān)系。因此，本文還運用分位數(shù)回歸模型*有關(guān)分位數(shù)回歸模型，參見：(Koenker & Bassett，1978)。，探討縣域規(guī)模對外部政治效能感的影響。與均值回歸模型相比，分位數(shù)回歸模型能夠更有效地考察由于不可觀測的特征，而使縣域規(guī)模效應(yīng)對處在政治效能感分布不同位置的人群的作用。另外，分位數(shù)回歸模型彌補了OLS模型因數(shù)據(jù)分布的正態(tài)性假設(shè)或方差齊性假設(shè)無法得到滿足而出現(xiàn)的缺陷，因而更加穩(wěn)健。

如前文所述，因子分析EPE指數(shù)和加總EPE指數(shù)分別為連續(xù)型和離散型變量，相應(yīng)地，本文在經(jīng)驗分析中采用了兩種不同的分位數(shù)回歸模型。我們首先運用標(biāo)準(zhǔn)分位數(shù)回歸模型(Standard QR Model)對因子分析EPE指數(shù)做回歸，然后基于計數(shù)分位數(shù)回歸模型(QR for Count Model)對加總EPE指數(shù)進行分析。標(biāo)準(zhǔn)的分位數(shù)回歸模型不能用于加總EPE指數(shù)的分析，因為離散型因變量不能直接作為自變量的連續(xù)函數(shù)加以處理。計數(shù)分位數(shù)回歸模型是專門針對這一問題而開發(fā)的計量工具，使用該工具做分析，可以得到自變量在不同條件分布上的邊際效應(yīng)。

在檢驗縣域規(guī)模對外部政治效能感的影響時，我們可能面臨內(nèi)生性問題的困擾。首先，區(qū)域規(guī)模的影響會受到一些不可觀測的縣域異質(zhì)性的干擾。規(guī)模不同的縣城可能存在多方面的差異，這在屬于不同省份的縣之間更是如此。例如，因為歷史、文化和地理因素的影響，不同省份的縣城人口相差很大。根據(jù)圖1所示，有些省份(如安徽和江蘇)的縣域規(guī)模大，而像青海和西藏等省份的縣城，其人口規(guī)模通常較小。同時，這些省份在其他一些方面也可能顯著不同。隔離這些因素的影響，對檢驗區(qū)域規(guī)模和外部政治效能感的關(guān)系至關(guān)重要。其次，具有不同偏好的個體傾向于居住在最能滿足自身需求的行政區(qū)域內(nèi)，這一事實說明個體決定居住地是一個自我選擇過程。在中國，經(jīng)濟發(fā)展機會和社會服務(wù)供給是影響人們遷移決策的重要因素。東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)因為有著更多工作機會、更高收入水平和更好的社會服務(wù)，往往吸引大量內(nèi)地欠發(fā)達(dá)地區(qū)勞動人口的遷入。這個自我選擇過程可能使我們對區(qū)域規(guī)模作用的估計產(chǎn)生偏差。

圖1 不同省份的縣域規(guī)模情況

資料來源：作者自制。

為了解釋因不可觀測的省級特征而導(dǎo)致的省際間縣域規(guī)模效應(yīng)的差異，我們在OLS回歸和分位數(shù)回歸模型中，都控制了省際固定效應(yīng)。我們也控制了一些重要的縣級特征，以進一步排除其他相關(guān)關(guān)系的擾動。特別是，我們控制縣域人均GDP和處于工作年齡人口的比重。因為，國內(nèi)人口遷移主要是工作流動的結(jié)果，而人均GDP較低的縣城更有可能是人口凈流出地(Taylor et al.，2003)。另外，年輕人的流動性比其他年齡組高，更有可能為了工作而遷移到其他城市；同時，地方政府經(jīng)常設(shè)置一些條件，使得只有那些在教育或經(jīng)濟上滿足了相應(yīng)條件的人，才能獲得所欲遷入城市的戶籍(Chan，2010；Zhang & Tao，2012)。正因為一個縣的經(jīng)濟發(fā)展水平和人口結(jié)構(gòu)可以很好地預(yù)測該地人口流動模式，所以在一定程度上，人均GDP和工作年齡人口比例可以視為遷移過程中存在的篩選效應(yīng)(Sorting Effect)的代理變量。

四、實證結(jié)果

我們首先進行了OLS回歸，分析結(jié)果見表2。列(1)和列(2)分別匯報了因子分析EPE指數(shù)和加總EPE指數(shù)的回歸系數(shù)。這兩個回歸分析的結(jié)果都顯示，縣域規(guī)模與公民的外部政治效能感之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。在使用因子分析EPE指數(shù)的回歸模型中，縣域規(guī)模的回歸系數(shù)是-0.02，而在使用加總EPE指數(shù)的回歸模型中，縣域規(guī)模的回歸系數(shù)約為-0.07。這兩個系數(shù)都在0.05統(tǒng)計水平上顯著。經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后，兩個模型的回歸系數(shù)基本相同。

表2 OLS回歸結(jié)果

注：1.標(biāo)準(zhǔn)誤是經(jīng)過縣級聚類(Clusters)校正過的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。2.所有的回歸都控制了民族、婚姻狀態(tài)、經(jīng)濟狀況、社會交往、網(wǎng)絡(luò)使用和健康狀況等個體性特征。3.顯著水平：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

資料來源：作者自制。

表2還表明，一個縣的行政地位也會影響個體的外部政治效能感水平。特別是，民族區(qū)域自治縣的居民更有可能肯定政府對居民需求的回應(yīng)性。這或許因為，擁有民族區(qū)域自治的縣城，享受到更多政府的優(yōu)惠政策，居民切實從中受益；也可能因為，區(qū)域自治使地方政府擁有更多自主權(quán)，因而能夠更及時地回應(yīng)居民需求，更有效地提供公共產(chǎn)品，從而客觀地提高了居民的外部政治效能感。有趣的是，人均GDP和工作年齡人口比例這兩個變量，都與外部政治效能感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這或許可以視為我們在前文所指出的自我選擇問題的證據(jù)。一般而言，那些想要獲得經(jīng)濟成功、要求更好社會服務(wù)的居民，更有可能不滿于地方政府提供的服務(wù)以及對民眾訴求的回應(yīng)。同時，這些人也更不愿意留在相對落后的地方，而會選擇遷到比較發(fā)達(dá)的地區(qū)。當(dāng)然，發(fā)達(dá)地區(qū)中的這類人，因為往往沒有更好選擇而只能留在原地。這樣，作為遷移篩選效應(yīng)的代理變量，人均GDP和工作年齡人口比例同外部政治效能感負(fù)相關(guān)也就不難理解。其他的縣域變量，諸如區(qū)域集中度和公務(wù)人員數(shù)，對外部政治效能感沒有系統(tǒng)性作用。

OLS回歸的結(jié)果也反映了人口特征變量的影響。從表2可以看到，男性比女性在總體上擁有更高水平的外部政治效能感，已婚人士比未婚人士更有可能對政府的回應(yīng)性持肯定態(tài)度。另外，教育是影響外部政治效能感的重要因素，可以說教育層次越高，個體的外部政治效能感水平也更高。這些結(jié)果反映的關(guān)系趨勢，在使用因子分析EPE指數(shù)和使用加總EPE指數(shù)的兩個回歸模型中一致。

接下來我們看外部政治效能感的分布問題。我們用因子分析EPE指數(shù)做標(biāo)準(zhǔn)分位數(shù)回歸，用加總EPE指數(shù)開展計數(shù)分位數(shù)回歸，分析結(jié)果顯示在表3中。表3匯報了外部政治效能感在0.1、0.5和0.9三個分位數(shù)上各變量的估計值，這三個分位數(shù)分別代表外部政治效能感條件分布的底端、中部和頂端位置。

表3中的A部分是因子分析EPE指數(shù)作為因變量的回歸結(jié)果。從表中可以看到，在外部政治效能感條件分布的0.1分位上，縣域規(guī)模的回歸系數(shù)是-0.043，且顯著性水平為0.01。在0.5分位上， 縣域規(guī)模的回歸系數(shù)是-0.027，這個數(shù)字與OLS回歸模型中的系數(shù)相近。有趣的是，在0.9分位上，縣域規(guī)模的回歸系數(shù)是0.009，這意味著在外部政治效能感條件分布的頂端，縣域規(guī)模對外部政治效能感具有微弱的正向影響，但這一作用在統(tǒng)計上不顯著。表3中的B部分匯報的是加總EPE指數(shù)作為因變量的計數(shù)分位數(shù)回歸結(jié)果。在外部政治效能感條件分布的0.1和0.5兩個分位上，縣域規(guī)模的回歸系數(shù)分別為-0.153和-0.095，且都在0.01水平上顯著。在0.9分位上，縣域規(guī)模對外部政治效能感同樣具有微弱但不顯著的正向影響?？梢?，在縣域規(guī)模和外部政治效能感的關(guān)系模式上，A、B兩部分的實證結(jié)果一致。

表3還匯報了其他縣域特征變量對處于外部政治效能感條件分布不同位置上的個體的影響?？梢钥吹剑珓?wù)人員數(shù)、工作年齡人口比例和擴權(quán)強縣等變量，都對處于低分位的個體影響較大。

表3 分位數(shù)回歸結(jié)果

注：1.所有的回歸都控制了民族、婚姻狀態(tài)、經(jīng)濟狀況、社會交往、網(wǎng)絡(luò)使用和健康狀況等個體性特征。2.在計數(shù)分位數(shù)回歸模型中，標(biāo)準(zhǔn)誤是通過自助法(Bootstrap)獲得的，重復(fù)抽樣1 000次。3.顯著水平：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

資料來源：作者自制。

五、討論

在這篇文章中，我們研究了區(qū)域規(guī)模對外部政治效能感的影響。我們的研究主要有兩個發(fā)現(xiàn)。首先，就均值來看，外部政治效能感隨著縣域規(guī)模的擴大而降低。其次，利用分位數(shù)回歸分析方法，我們進一步發(fā)現(xiàn)，縣域規(guī)模對在外部效能感條件分布上處于中低分位的個體作用顯著，而對居于高分位的個體幾乎沒有影響。本文對現(xiàn)有文獻主要有兩個貢獻。一方面，已有研究一般不是討論區(qū)域規(guī)模對總體政治效能感的影響，就是單獨檢驗它對內(nèi)部政治效能感的作用。在這篇文章中，我們利用全國性抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，并結(jié)合相關(guān)縣域信息，探討區(qū)域規(guī)模與外部政治效能感的關(guān)系。因此，本文擴大了已有文獻的研究范圍，同時也在一定程度上加強了對中國政治效能感的研究。另一方面，本文是運用分位數(shù)回歸分析方法探討政治效能感的首個研究。分位數(shù)回歸方法使我們不局限于研究外部政治效能感的條件均值，有助于我們檢驗外部政治效能感條件分布不同分位上的區(qū)域規(guī)模效應(yīng)，因此該方法能夠更全面地刻畫區(qū)域規(guī)模與外部政治效能感的關(guān)系。

我們的研究證明縣域規(guī)模是影響中國公民外部政治效能感的結(jié)構(gòu)性因素，同時說明“小而美”學(xué)派的邏輯相比“大而活”陣營的更適合中國國情。一方面，在規(guī)模較小的區(qū)域，政治更為具體，官員與公民的聯(lián)系更加緊密；另一方面，在中國賦權(quán)機制下，地方政府的行政裁量權(quán)很大程度上取決于它的行政級別(Ma，2005)，縣域人口規(guī)模的增加未必導(dǎo)致其政府能力的提高。至于為何縣域規(guī)模在外部政治效能感條件分布的不同位置上作用不同，這可能與個體在政治資源占有上的差異有關(guān)。擁有較多政治資源的個體往往有更大的影響力，因而擁有更多途徑謀求政府的有效回應(yīng)，所以他們可能比較不容易因區(qū)域規(guī)模的擴大而降低對政府回應(yīng)性的評價。而擁有較少政治資源的個體，可能會更加偏好政治更為具體、官員更易接觸的較小社區(qū)，人口規(guī)模擴大會降低他們獲得有效政府回應(yīng)的機會。但本文無法提供直接的經(jīng)驗證據(jù)，該解釋有待進一步檢驗。

雖然，縣域規(guī)模只對在政治效能感條件分布處于中低分位的個體有影響，但這足以應(yīng)當(dāng)引起我們的注意。當(dāng)前，我國正在經(jīng)歷快速的城市化進程*根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，2000年，中國的城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貫?6.22%，2011年達(dá)到51.27%，2014年進一步提升到54.77%。，城市人口規(guī)模不斷擴大。如果地方政府不是主要采取就地城市化，而只是簡單地將農(nóng)村人口遷往城市，這將引起一個轄區(qū)內(nèi)人口規(guī)模的擴大。根據(jù)我們的研究結(jié)果，區(qū)域規(guī)模擴大后，公民的外部政治效能感會降低。而已有研究又顯示，外部政治效能感較低的個體，他們的政治信任和警察信任也更低(胡榮，2015)，從而更容易卷入非制度化的政治參與，而非制度化政治參與數(shù)量增多又容易引發(fā)社會穩(wěn)定問題。因此，地方政府在推進城市化時，應(yīng)多采取就地模式，而不能盲目集聚人口，單純擴大城市規(guī)模。

不過，大區(qū)域規(guī)模引發(fā)的社會穩(wěn)定風(fēng)險，是可以通過一些途徑加以化解的，如電子政務(wù)和賦權(quán)更基層政府等。電子政務(wù)通過現(xiàn)代技術(shù)，能提高信息傳播速度，加強公共產(chǎn)品的供給效率，促進公民的政治參與(Holliday & Yep，2005)。電子政務(wù)的這些優(yōu)勢，在很大程度上可以減少區(qū)域規(guī)模擴大的負(fù)面影響。另外，賦權(quán)更基層的政府，使之有能力及時有效地回應(yīng)公民需求，也能使個體外部政治效能感不受或少受區(qū)域規(guī)模擴大所帶來的不利影響。

對于將來的研究，我們認(rèn)為還有必要探討在更低行政層級上的區(qū)域規(guī)模變化對外部政治效能感的作用。最近十幾年來，全國各地都在開展區(qū)劃調(diào)整，最常見的是村莊合并(鄧燕華，2012)*根據(jù)民政部的數(shù)據(jù)，從2004年到2011年，全國村民委員會的數(shù)量 從64.4萬下降到59.0萬。，另外還有鄉(xiāng)鎮(zhèn)撤并*最近湖南省啟動了新一輪的鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)劃調(diào)整，全省將撤并500個以上鄉(xiāng)鎮(zhèn)(田甜、唐婷，2015)。。這些區(qū)劃調(diào)整必然提高一個社區(qū)的人口規(guī)模。這一結(jié)構(gòu)變化是否會降低轄區(qū)內(nèi)居民的外部政治效能感？這是一個值得研究的經(jīng)驗問題。

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責(zé)任編輯：莊文嘉

*鄧燕華，南京大學(xué)社會學(xué)院，教授；黃健，西南財經(jīng)大學(xué)財稅學(xué)院，副教授。感謝匿名評審人的意見?；痦椖浚?012年度教育部人文社會科學(xué)研究項目(12XJC840006)。

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1674-2486(2016)05-0145-18