社会公平感、政治参与态度和居民政治参与行为的相关性研究——基于CSS2017的数据分析

A Study on the Correlation between Social Fairness, Political Participation Attitude, and Residents’ Political Participation Behavior—Based on CSS2017 Data Analysis

摘要: 政治参与作为一项重要的参与行为，我国的政治参与现状不容乐观，居民的政治参与积极性较弱，研究其影响因素刻不容缓，本文选取社会公平感为自变量，包括机会公平和结果公平，选取政治自我效能感和政治参与意识感这两个政治参与态度作为中介变量，探究这几个变量和政治参与行为之间的关系。研究发现，机会对体制性参与、社区参与具有正向显著影响，结果公平和沟通性参与呈负相关关系。在纳入政治参与态度变量后，模型结果显示，机会公平可以通过影响政治参与态度从而影响体制性参与、社区参与。

Abstract: Political participation is an important participation behavior. The current situation of political participation in China is not optimistic, and residents’ political participation enthusiasm is weak. It is urgent to study its influencing factors. This paper selects social fairness as independent variables, including fairness of opportunity and fairness of results, and political self-efficacy and political participation awareness as intermediary variables, Explore the relationship between these variables and political participation behavior. Research has found that opportunities have a positive and significant impact on institutional and community participation, with a negative correlation between fairness and communicative participation. After incorporating the variable of political participation attitude, the model results show that opportunity fairness can affect institutional participation and community participation by influencing political participation attitude.

1. 引言

政治参与行为是指普通公民通过民主选举、民主决策、民主管理、民主监督等合法渠道和方式，直接或间接参与到公共整治生活中的政治行为 [1] 。政治参与是政治民主化和现代化的重要内容 [2] ，关乎着社会主义民主政治的兴衰。随着社会的发展，政治参与渗入到公众的生活中，国家强调培育多元化的政治参与方式，鼓励民众积极加入到公共整治当中。不断扩大公民有序政治参与，对于发展社会主义民主政治、化解社会矛盾、实现人民民主具有重大意义。政治参与近年来受到国家和社会重视。

社会公平感作为一项主观指标，被公共管理等多个领域运用，其不仅是政治参与的重要影响变量，而且是影响政治参与的条件变量 [3] 。目前，学界对社会公平感和政治参与之间的研究，主要是实证研究，把社会公平感当作政治参与的影响因素或调节变量。例如，郑建君发现社会公平感中程序公平维度的调节作用正向调节政治知识与选举参与的关系 [4] 。

政治参与态度是指个体指居民对其政治参与行为所表现出的喜欢或厌恶的心理态度，是居民由心而生的主观感受。现有的实证研究未将社会公平感和政治参与态度联系，较多关注的是个体的客观参与条件和环境，而不太注重参与人心理层面的因素，本文强调社会公平度不仅可以直接影响个体的政治参与行为，还可以通过影响个体的政治态度，从而改变居民的参与行为。

2. 研究假设

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H1：社会公平度对体制性参与呈正向相关

H2：社会公平度对社区参与呈正向相关

社会公平度越低，民众所感知到的社会不公平现象越多，在这种情况下，居民更有可能向社会和政府反映实际情况，他们希望通过自己的沟通性参与行为，从而改善社会的不公平现况。社会媒介成为民众自下而上参与的有效渠道之一，公众能利用网媒进行利益表达，网媒不仅给公众提供了利益诉求的渠道，也为公众进行公共讨论提供了平台 [6] ，通过网媒大量的曝光和报道，能够引起地方和中央的重视，从而出台相关政策制度。据此，本文提出假设：

H3：社会公平度与沟通性参与呈负向相关。

政治态度与政治参与之间的关系，源于“心理–行为”的分析框架。政治态度是政治行为的准备阶段，是政治心理转换为政治行为的必经环节 [7] ，政治行为是结果，因此政治态度决定了政治参与行为。社会公平与否，会影响居民对国家社会的好恶感，左右其政治态度，居民会权衡在这样的社会下，政治参与行为的利弊。据此，本文提出假设：

H4：社会公平度不仅直接影响政治参与，还通过影响政治参与态度从而影响政治参与行为。

3. 数据来源与研究设计

3.1. 数据来源

本文使用中国社会状况综合调查(CSS) 2017数据，“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey，简称CSS)是中国社会科学院社会学研究所于2005年发起的一项全国范围内的大型连续性抽样调查项目，目的是为社会科学研究和政府决策提供翔实而科学的基础信息。本文采用CSS数据中的有关社会公平感、政治参与态度和政治参与的数据结果进行分析，原始数据共收集到10,114份问卷，进行数据处理后共6635份有效问卷。

3.2. 变量选择

3.2.1. 因变量

政治参与行为作为本文的别解释变量。目前，已有一些学者对政治参与行为划分了类型，郭禹辰和吴越将公民政治参与行为分为：体制性参与、对抗性参与、协商性参与 [8] 。林健和肖唐镖将政治参与划分为维权参与、沟通型参与、社区参与和选举参与 [9] 。结合前人的研究，根据问卷问题，本文界定我国公民政治参与有体制性参与、社区参与和沟通性参与三种政治参与形式。

体制性参与选取“最近5年，您是否参加区县人大代表的选举”A1；社区参与选取“参加村(居)委会选举”A2来测量；沟通型参与选取“向报刊、电台、网络论坛等媒体反映社会问题”A3和“向政府部门反映意见”A4来测量。赋值“1”代表参加过，赋值“0”代表没有参加过。

3.2.2. 自变量和控制变量

自变量是社会公平感，社会公平感是个体避免和纠正不公平的社会分配的道德要求的认知和态度以及对社会事件进行判断时的主观感受与体会 [10] 。此外，本文将8个具体社会公平感分别归入“机会公平”和“结果公平”。采用学者孟天广 [11] 的概念界定方法，本文认为“机会公平”主要与社会资源分配有关，由“公民实际享有的政治权利公平程度”B1、“司法与执法公平程度”B2、“高考制度公平程度”B3和“工作与就业机会公平程度”B4。“结果公平”包括：“财富及收入分配公平程度”B5、“城乡之间的权利、待遇公平程度”B6、“公共医疗公平程度”B7和“养老等社会保障待遇公平程度”B8来测量。社会公平度的赋值为“1 = 非常不公平”、“2 = 不太公平”、“3 = 比较公平”、“4 = 非常公平”。社会公平度八题的Cronbach’s α系数为0.841，说明这几个题项的内在一致性可以接受。为了便于后续分析，对这几个题项求取平均值即可，得到机会公平和结果公平两个维度。

选取人口学变量为本研究的控制变量。现有的研究结果表明性别、政治面貌、受访者教育程度 [12] 等变量对政治参与行为具有显著影响。考虑到不同年龄层次的个体其行为具有较大差异，因此，本研究将性别、年龄和受教育程度、政治面貌为控制变量。其中，性别赋值为：男 = 0，女 = 1；教育程度赋值为：1~9，随分值的增大教育程度越高；政治面貌赋值为：党员 = 1，非党员 = 0。

3.2.3. 中介变量因子

政治参与态度是指民众对于政治参与这一行为的积极或消极的看法。根据前人的研究结果，结合问卷问题，包括“在村(居)委会选举中，选民的投票对最后的选举结果没有影响”C1、“村(居)委会根本不在乎和我一样的普通村(居)民的想法”C2、“参与政治活动没有用处，对政府部门不能产生什么根本的影响”C3、“老百姓应该听从政府的，下级应该听从上级的”C4、“国家大事有政府来管，老百姓不必过多考虑”C5。政治态度赋值：“1 = 很同意”、“2 = 比较同意”、“3 = 不大同意”、“4 = 很不同意”，分数越高代表程度越低，政治态度越积极。政治态度五题的Cronbach’s α系数为0.648，说明这几个题项的内在一致性可以接受。量表的KMO检验值为0.643，Bartlett球形检验的卡方值为5084.88，p < 0.001，表明数据适合做因子分析。因子分析提取出两个因子，将其命名为政治自我效能感和政治参与意识感，政治自我效能感包含前三个题项，政治参与意识感有后面两个题项。为便于分析，分别计算这两个因子的平均值，提取出政治自我效能感和政治参与意识感这两个维度。

3.3. 模型设定

本文所选择的因变量为二分类变量，中介变量处理后为连续变量，因此分别采取logit模型和多元线性回归模型。运用logit模型来检验社会公平度对政治参与行为的直接影响；用逐步回归法检验中介变量即政治态度的中介作用是否显著，即方程式(1)、(2)和(3)。因变量为二分类变量的中介模型(见图1)，Fairness为自变量社会公平感，M为中介变量政治态度，Participation为因变量政治参与行为，方程式如下：

Figure 1. Mediating effect model [13]

图1. 中介效应模型 [13]

${\text{Participation}}_i={\alpha }_0+{\beta }_1\text{Fairness}+{\beta }_2{X}_i+{\epsilon }_i$ (1)

$M_i={\alpha }_1+{\gamma }_1\ast \text{Fairness}+{\gamma }_2\ast X_i+{\epsilon }_t$ (2)

${\text{Participation}}_i={\alpha }_2+{\beta }_3\ast \text{Fairness}+{\gamma }_3\ast M_{it}+{\beta }_4\ast X_i+{{\epsilon }^{\prime }}_i$ (3)

其中，Participation_i代表居民在体制性参与、社区参与和沟通性参与等方面的政治参与行为。系数 ${\beta }_{\text{1}}$ 代表社会公平度对因变量政治参与的影响。在式(2)中，M_i代表政治态度中介变量，系数 ${{\gamma }^{\prime }}_{\text{1}}$ 代表它对政治参与行为的影响， ${{\beta }^{\prime }}_{\text{1}}$ 代表控制政治态度的前提下社会公平度对政治参与的净影响，ε为随机扰动项。

4. 实证结果及分析

4.1. 描述性统计分析

主要变量的描述性统计分析(见表1)。政治参与行为的均值均小于0.5，说明居民的政治参与行为较弱。由于社会公平感“2 = 不太公平”“3 = 比较公平”，居民的社会公平感均值大部分大于2.5，表示大部分公民认为社会比较公平或非常公平，这跟近年的国家社会发展有关。当前政治参与态度的均值均小于2.5，说明居民的政治参与态度较为积极，其大部分认为自己有能力加入政治参与过程。受访者普遍教育程度较低，均值为3.8，但仍有部分研究生、博士生。受访者政治面貌的均值为0.113，表明该调查中党员占比较少。受访者的性别分布在17~70，均值为44，说明受访者年龄普遍较大。

Table 1. Main variable description statistical results

表1. 主要变量描述统计结果

4.2. 多重共线性诊断

本文采用多元线性回归，探讨社会公平度对中介变量即政治参与态度的影响，并加入控制变量。在进行回归分析之前首先对多重共线性进行检验。判断多重共线性的条件是方差膨胀系数(VIF)小于10.00的同时平均VIF显著大于1.00，结果显示变量的方差膨胀因子均小于３.00，平均VIF没有显著大于1.00，因此变量之间不存在共线性问题，模型具有可靠性。

4.3. 社会公平度对居民政治参与的直接影响

由于政治参与是二分变量，本文将社会公平度与政治参与进行logit回归分析，回归结果见表2。本文采用stata14软件进行回归分析，根据3.3小节的方程式(1)，探究社会公平度对居民政治参与行为的影响，由于因变量为二分变量，则采取logit回归的方法，模型结果如表所示，模型1、2、3为只考虑控制变量对政治参与行为的影响，模型4、5、6为加入自变量机会公平和结果公平之后的模型。加入自变量后，模型的解释力增强。从整体结果来看，社会公平度显著影响着人们的政治参与。

Table 2. The direct impact model of social fairness on political participation behavior

表2. 社会公平感对政治参与行为的直接影响模型

^*、^**、^***分别表示变量在0.1、0.05、0.01水平上显著。

具体来看，在模型4和模型5中，机会公平显著影响体制性参与和社区参与，究其原因，体制性参与和社区参与属于国家的投票选举类活动，感受到机会公平的居民，更愿意投身到国家或社区组织的活动。假设H1、H2得到部分验证。在模型6中，在控制其他变量的情况下，结果公平和沟通性参与显著相关，且系数为负，出于维护自身利益和社会公平，认为结果不公平的居民更愿意向政府和社会反应问题。假设H3得到部分验证。受访者的政治面貌与政治参与行为呈正向相关关系，居民中的党员更愿意政治参与。年纪越大的人参与性越积极。一般而言，男性的政治参与行为较女性更强烈，但性别这个因素和体制性参与没有显著的相关关系。

4.4. 社会公平感对居民政治参与的间接影响

将两个社会公平感维度与政治态度进行线性回归分析(模型7、模型8)，将社会公平感、政治态度和政治参与进行logit回归(模型9~11)，是社会公平度对政治参与行为的直接影响模型加入变量政治态度后的模型，具体结果见表3。通过上文的分析，机会公平对体制性参与和社区参与均有显著影响，结果公平对沟通性参与有显著影响，因此探讨政治态度在以上情况的中介作用，因为解释变量为非连续变量，所以本文使用Sobel test方法进行检验。模型7显示，机会公平和结果公平显著影响政治自我效能感；模型8显示，机会公平对政治参与意识感具有显著影响。

Table 3. The indirect impact model of social fairness on political participation behavior

表3. 社会公平感对政治参与行为的间接影响模型

^*、^**、^***分别表示变量在0.1、0.05、0.01水平上显著。

综合模型4.5以及模型7~10的情况，可以发现：一是政治自我效能感在机会公平影响体制性参与和社区参与的过程中具有部分中介的作用。因为在因变量为二分变量的中介模型中，中介效应大小为自变量对中介效应的系数乘以中介变量对因变量的系数，所以政治自我效能感承担的中介效应分别占总效应的18.7%和11.8%；二是政治参与意识在机会公平影响社区参与的过程中具有部分中介的作用，承担的中介效应占总效应的2.44%。综上所述，假设H4得到部分验证，具体示意图见图2。

Figure 2. Partial mediating role of political attitude

图2. 政治态度的部分中介作用

5. 结论、讨论与展望

本文基于2017年度中国社会状况综合调查(CSS)数据，采用Logit模型和多元线性回归模型，从政治参与态度和社会公平感两个因素入手，深入分析其对公民政治参与的影响。研究结果表明：在社会公平感方面，居民的机会公平感显著影响体制性参与和社区参与，而其和沟通性参与的回归结果并不显著。相反，结果公平与沟通性参与负向相关，对其合理的解释是，当居民感受到结果不公时，会更倾向于维护自身的利益和资源；通过加入政治参与态度的间接模型可以发现，社会公平感不仅可以直接影响体制性参与和社区参与，而且可以通过政治参与态度间接影响体制性参与和社区参与。具体而言，机会公平可以通过居民的政治自我效能感和政治参与意识感间接影响社区参与，还可以通过政治自我效能感间接影响体制性参与。在结果公平和沟通性参与的影响过程中，政治态度不具有中介作用。

本文在研究上还存在一些不足的地方：首先，由于问卷题项有限，政治参与等因素不够全面，实际上政治参与还包括维权参与、网络问政等方面。其次，本文使用的是截面数据，后续研究还可使用面板数据来探讨社会公平感对政治参与的长期影响。