社會(huì)資本對(duì)居民政治參與行為的影響

任亮寶

（河西學(xué)院教師教育學(xué)院，甘肅 張掖 734000）

黨的十九大報(bào)告中指出，“健全人民當(dāng)家作主制度體系，發(fā)展社會(huì)主義民主政治”，“加強(qiáng)協(xié)商民主制度建設(shè)，形成完整的制度程序和參與實(shí)踐，保證人民在日常政治生活中有廣泛持續(xù)深入?yún)⑴c的權(quán)利?！薄皡⑴c”在科學(xué)研究中表現(xiàn)為公眾通過(guò)表達(dá)意見，對(duì)政治、經(jīng)濟(jì)、管理社會(huì)決策等施加影響的過(guò)程及機(jī)制。而對(duì)于政治參與來(lái)說(shuō)，指的是個(gè)體支持或影響政府和政治的行為過(guò)程與相關(guān)制度。亨廷頓等人認(rèn)為，強(qiáng)調(diào)政治參與指的是“公民個(gè)體旨在影響政府決策的行為”［1］，而韋巴將其細(xì)化為“對(duì)政府決策的直接或間接影響。［2］”阿斯廷認(rèn)為，公民政治參與是指“權(quán)力的再分配可以實(shí)現(xiàn)暫時(shí)被政治經(jīng)濟(jì)過(guò)程排斥在外的無(wú)產(chǎn)者，在未來(lái)加入政治經(jīng)濟(jì)政策制定過(guò)程中的相關(guān)制度”。［3］盡管論述的側(cè)重點(diǎn)有所不同，但都強(qiáng)調(diào)“參與行為對(duì)國(guó)家權(quán)威的影響”。

在新時(shí)代國(guó)家治理的背景下，黨的十九大進(jìn)一步提出“加強(qiáng)和創(chuàng)新社會(huì)治理”，明確“打造共建共治共享的社會(huì)治理格局”。文軍等人指出，社會(huì)治理的未來(lái)方向“將從制度性、技術(shù)性治理轉(zhuǎn)向社會(huì)、文化、情感、心理層面的治理”［4］。作為現(xiàn)代民主體系的重要構(gòu)成要素，沒(méi)有政治參與就談不上民主。然而，公民參與政治不僅要有健全的民主制度，也需要相應(yīng)的技術(shù)和資本。普特南認(rèn)為，社會(huì)資本的核心是個(gè)體通過(guò)社會(huì)互動(dòng)獲得的各種社會(huì)資源，進(jìn)而有利于參與者一起追求共同的目標(biāo)。一般來(lái)說(shuō)，社會(huì)資源的占有量往往影響著人們政治權(quán)利的行使，擁有有利資源越多，對(duì)社會(huì)事務(wù)與國(guó)家事務(wù)的參與熱忱越高，在政治領(lǐng)域的影響力越大。而“社會(huì)資本”是指社會(huì)組織的特征，諸如信任、規(guī)范及網(wǎng)絡(luò)，他們能夠通過(guò)促進(jìn)合作來(lái)提高社會(huì)的效率［5］。之后，很多研究都把社會(huì)資本看作是一種影響甚至決定現(xiàn)代民主績(jī)效的關(guān)鍵變量，認(rèn)為較高社會(huì)資本與較高政治參與有利于民主政府治理能力和智力水平的改善［6］。

但是，通過(guò)以往文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，對(duì)于社會(huì)資本與居民政治參與之間關(guān)系研究的探討，仍存在一定的矛盾之處。部分研究認(rèn)為，社會(huì)資本對(duì)政治參與有重要影響，有積極的促進(jìn)作用；還有研究認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)政治參與沒(méi)有多大影響。因此，鑒于以往研究中對(duì)于二者關(guān)系探討存在不一致性，本研究擬采用CGSS2012年數(shù)據(jù)繼續(xù)探討他們之間的作用機(jī)制。

一、數(shù)據(jù)、變量及方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究主要使用中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心CGSS（2012）數(shù)據(jù)。CGSS2012 年調(diào)查仍采用多階段分層抽樣法進(jìn)行，訪問(wèn)形式以面對(duì)面訪談為主。本次調(diào)查的樣本量為12000戶，作為最終的調(diào)查對(duì)象，有效樣本為11765份，樣本有效率為98.04%。

（二）變量選擇

1.因變量

政治參與行為是本研究的核心變量，也就是因變量。在CGSS2012 調(diào)查問(wèn)卷中對(duì)應(yīng)的是A44，問(wèn)題是“上次居委會(huì)選舉/村委會(huì)選舉，您是否參加了投票？”其中選項(xiàng)是“是”、“否”和“沒(méi)有投票資格”，考慮到投票作為政治參與形式，要么參與投票，要么不參加投票，因此，對(duì)于問(wèn)卷選項(xiàng)中的“沒(méi)有投票資格”數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除。

2.自變量

根據(jù)普特南對(duì)于社會(huì)資本的界定，將其操作化為社會(huì)信任、互惠規(guī)范和橫向社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三個(gè)方面。在CGSS2012 調(diào)查問(wèn)卷中，社會(huì)信任對(duì)應(yīng)的是A33，問(wèn)題是“總體來(lái)說(shuō)，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”，其中選項(xiàng)是“非常不同意”、“比較不同意”、“說(shuō)不上同意不同意”、“比較同意”和“非常同意”；互惠規(guī)范對(duì)應(yīng)的是A31a，問(wèn)題是“請(qǐng)問(wèn)您與鄰居進(jìn)行社交娛樂(lè)活動(dòng)的（如互相串門、一起看電視、吃飯、打牌等）頻繁程度是？”，其選項(xiàng)是“幾乎每天”、“一周1 到2次”、“一個(gè)月幾次”、“大約一個(gè)月1次”、“一年幾次”、“一年一次或更少”和“從來(lái)不”。橫向社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)應(yīng)的N12，在問(wèn)卷中為“過(guò)去12個(gè)月中，您是否參加過(guò)下面這些與公共利益相關(guān)的活動(dòng)？（包括網(wǎng)上的參與）”，相應(yīng)選項(xiàng)為“是”或“否”。

3.控制變量

人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量。依據(jù)以往的研究，居民政治參與在不同性別、民族、婚姻狀況、受教育年限和宗教信仰等方面都存在一定的差異，進(jìn)一步說(shuō)明人口學(xué)變量在一定程度上影響著居民政治參與的行為。因此，本研究在前人的基礎(chǔ)上，仍選取性別、民族、婚姻狀況、受教育年限和宗教信仰作為控制變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位特征變量。依據(jù)以往的研究，居民社會(huì)資源占有程度的不同，身份地位的不同以及經(jīng)濟(jì)收入的多少都一定程度上影響他們的政治參與行為，因此，本研究選取能夠體現(xiàn)居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的三個(gè)變量，即戶籍、政治面貌、經(jīng)濟(jì)收入作為控制變量。

表1 變量及其賦值

（三）研究設(shè)計(jì)

本文運(yùn)用STATA12.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。以居民的政治參與行為作為因變量，以社會(huì)資本作為自變量，以人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位特征為控制變量，檢驗(yàn)二者之間的關(guān)系。自變量與因變量的因果關(guān)系如圖1所示。由于因變量是二分變量，因此采用二元logistics回歸分析。

圖1 社會(huì)資本對(duì)居民政治參與行為的影響

根據(jù)研究的設(shè)計(jì)思路和設(shè)想，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)信任對(duì)居民政治參與具有正向預(yù)測(cè)作用；

假設(shè)2：互惠規(guī)范對(duì)居民政治參與具有正向預(yù)測(cè)作用；

假設(shè)3：橫向社會(huì)網(wǎng)絡(luò)居民政治參與具有正向預(yù)測(cè)作用；

假設(shè)4：人口學(xué)變量對(duì)居民政治參與具有一定的影響；

假設(shè)5：經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位變量對(duì)居民政治參與具有一定的影響；

二、結(jié)果分析

通過(guò)前面文獻(xiàn)回顧梳理和研究設(shè)計(jì)，基本能夠推出的結(jié)論是社會(huì)資本對(duì)于居民的政治參與行為會(huì)產(chǎn)生重要影響，但已有文獻(xiàn)中對(duì)于二者之間關(guān)系描述存在一些差異，有研究認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)居民政治參與產(chǎn)生積極影響，有研究得出會(huì)產(chǎn)生消極影響。由于結(jié)論之間存在的差異，本研究基于前人研究的基礎(chǔ)上，利用全國(guó)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)以期新的突破。根據(jù)研究假設(shè)，本研究根據(jù)普特南對(duì)于社會(huì)資本的定義，將社會(huì)資本具體操作化為社會(huì)信任、互惠規(guī)范和橫向社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三個(gè)維度，并定位自變量，將居民社會(huì)參與行為定義為因變量。同時(shí)，由于政治參與行為影響因素本身的復(fù)雜性，將人口學(xué)特征變量與經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位變量作為控制變量納入方程，以期在控制這些變量之后，進(jìn)而得到自變量與因變量之間的凈效應(yīng)。由于因變量是二分變量，因此不能采用OLS回歸分析，故采用二分logistics回歸分析模型，探索因變量與自變量之間的關(guān)系，具體統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：年齡、婚姻狀況、收入、政治面貌、戶籍、社會(huì)信任、互惠規(guī)范和橫向社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與居民的政治參與行為有顯著相關(guān)。

表2 二元logistics回歸分析模型

在控制其他變量后，年齡對(duì)居民政治參與行為有積極作用，年齡每增加一歲，居民政治參與行為發(fā)生次數(shù)提高一個(gè)或一個(gè)以上等級(jí)的可能性將增加2.3%。因?yàn)槟挲g是反映一個(gè)人生活周期的時(shí)間變量，也能反映出時(shí)代變遷對(duì)人與社會(huì)的影響。因此，通過(guò)對(duì)不同階段年齡人的政治參與行為的了解，也可以從不同的視角了解國(guó)家政治體制變革的歷程。

在控制其他變量后，婚姻狀況對(duì)居民政治參與行為產(chǎn)生正向作用。即與未婚居民相比，已婚居民對(duì)政治參與行為有65.6%的促進(jìn)作用。

在控制其他變量后，經(jīng)濟(jì)收入對(duì)居民的政治參與行為同樣具有積極影響。即經(jīng)濟(jì)收入的高低也是反映居民政治參與行為的重要因素。一般而言，文化程度越高、收入越高，居民的政治參與程度越高。

在控制其他變量后，政治面貌對(duì)居民政治參與行為具有積極的促進(jìn)作用。與共產(chǎn)黨員相比，共青團(tuán)員和群眾的政治參與行為相對(duì)較低，而且差異非常明顯。相比而言，與共青團(tuán)員相比，群眾的政治參與行為更低。

在戶籍方面，控制其他變量不變，農(nóng)業(yè)戶口的居民政治參與行為比非農(nóng)業(yè)戶口發(fā)生的可能性增加87.5%，即戶籍對(duì)居民政治參與具有一定的解釋力。

最后，作為操作化的自變量的不同緯度，根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，社會(huì)資本的三個(gè)維度對(duì)居民政治參與行為具有積極的促進(jìn)作用。就社會(huì)信任維度而言，社會(huì)信任程度越高，居民參與社會(huì)行為的可能性越高，信任程度每增加一個(gè)單位，居民政治參與行為的可能性就增加14.6%；對(duì)于互惠規(guī)范而言，等級(jí)越高，居民政治參與行為也越高，即互惠規(guī)范程度每增加一個(gè)單位，居民政治參與行為發(fā)生的可能性就增加7.0%；而對(duì)于橫向社會(huì)網(wǎng)絡(luò)而言，等級(jí)越高，每增加一個(gè)等級(jí)，產(chǎn)生政治參與行為的可能性增加0.692倍。

三、結(jié)論

首先，社會(huì)資本對(duì)居民的政治參與行為具有積極影響，驗(yàn)證了研究設(shè)計(jì)中假設(shè)1、2和3。也就是說(shuō)，居民擁有的社會(huì)資本越豐富，政治參與行為更為積極，這和以往的很多研究具有一致性。具體社會(huì)資本的三個(gè)不同緯度與政治參與行為之間也具有較高的正向作用。但是，轉(zhuǎn)型期的社會(huì)發(fā)展是復(fù)雜多變的，并不能僅僅通過(guò)個(gè)人的研究和已有的研究相一致來(lái)判斷事實(shí)真相。也有研究并非贊成上述觀點(diǎn)，如王思琪關(guān)于人際信任、政治信任與非傳統(tǒng)政治參與之間關(guān)系的論述值得借鑒［7］。他認(rèn)為，不管是哪種政治參與，人際信任中的普遍信任對(duì)于公民非傳統(tǒng)政治參與有著正向作用，越傾向于信任他人的公民，越愿意參加請(qǐng)?jiān)负偷种频然顒?dòng)。原因可能在于中國(guó)的現(xiàn)實(shí)背景中，在“熟人社會(huì)”下，請(qǐng)?jiān)感再|(zhì)的集體活動(dòng)往往長(zhǎng)期具有一定的風(fēng)險(xiǎn)性，在集體活動(dòng)中，如果和各種人接觸，由于缺乏對(duì)于社會(huì)上大多數(shù)人的普遍信任，就很難積極地去參加這種活動(dòng)。

其次，對(duì)于戶籍變量而言，優(yōu)勢(shì)比值最大，說(shuō)明戶籍對(duì)居民政治參與具有一定的解釋力，本研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)戶口與非農(nóng)業(yè)戶口相比，政治參與行為更高。這一結(jié)果與胡榮的研究基本一致。這種差異的原因可能在于：農(nóng)村的政治參與行為對(duì)改善生活在當(dāng)?shù)氐牡臀幕潭鹊木用裆钏a(chǎn)生的實(shí)際效用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于那些文化程度較高且生活相對(duì)優(yōu)越的居民。同時(shí)發(fā)生在熟人社會(huì)的政治參與對(duì)選民的政治素養(yǎng)要求較低，而且信息大多公開，人們了解候選人的信息，這樣能大大提高低文化程度村民的參與率。

再次，就政治面貌變量而言，其對(duì)政治參與同樣具有較高的解釋力。相比而言，加入政治組織的黨員和共青團(tuán)員對(duì)政治參與的程度更高，這與王佳研究成果也基本一致［8］。這是因?yàn)椋翰还苁浅鞘羞€是農(nóng)村，加入政治組織是非常光榮而神圣的事情，會(huì)提高他們的政治效能感，從而促使其參與到制度化的政治活動(dòng)中來(lái)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民參與率比城市的高，這可能在于受到主客觀條件的限制，農(nóng)村居民對(duì)政治信息的辨別力相對(duì)較低，加之對(duì)政府的期望維持在最基本的原則，比較容易獲得滿足，因此對(duì)政府產(chǎn)生強(qiáng)烈的信任感，這樣就會(huì)積極配合并參與政府的各項(xiàng)活動(dòng)。

最后，研究認(rèn)為經(jīng)濟(jì)收入對(duì)居民的政治參與行為具有重要的影響。但是已有研究證明經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位對(duì)居民政治參與的影響是復(fù)雜的，不能簡(jiǎn)單認(rèn)為經(jīng)濟(jì)落后，政治參與必然是低水平的結(jié)論［9］。首先，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度決定公民政治參與的內(nèi)容和層次；其次，物質(zhì)條件匱乏制約著政治參與的條件；再次，公民擁有經(jīng)濟(jì)資源的不足影響政治參與的熱情。而市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展一定程度上能夠提升政治參與的興趣。

在梳理前人研究的基礎(chǔ)上，本文采用實(shí)證方法對(duì)社會(huì)資本與居民政治參與行為之間的關(guān)系進(jìn)行了探討，基本驗(yàn)證了前人研究中社會(huì)資本對(duì)于居民政治參與行為的正向作用的假設(shè)。統(tǒng)計(jì)分析表明，在控制其他變量后，人口學(xué)特征變量中年齡、婚姻狀況和經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位特征中經(jīng)濟(jì)收入、政治面貌、戶籍對(duì)居民的政治參與行為有正向作用，社會(huì)資本的三個(gè)維度對(duì)政治參與行為具有積極作用。但本研究也存在不足之處，首先，由于研究設(shè)計(jì)考慮不周，并未討論因變量與自變量之間內(nèi)生性的問(wèn)題，只是通過(guò)文獻(xiàn)梳理認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)政治參與行為有影響，可能存在互為因果的問(wèn)題；其次，對(duì)于如何提高居民政治參與行為的途徑?jīng)]有展開探討，是后續(xù)研究亟待解決的問(wèn)題。