孫 敬 良

(許昌學(xué)院 法政學(xué)院，河南 許昌 461000)

政治效能感是在基層民主建設(shè)過(guò)程中體現(xiàn)政治體系民主的重要參數(shù)，是影響公民參與政治意愿的重要指標(biāo)。本研究中的“政治效能感”概括為個(gè)體關(guān)于自身行為能力可以對(duì)政治運(yùn)作過(guò)程產(chǎn)生影響的信念，將“政治參與”概括為居民通過(guò)參與社區(qū)政治活動(dòng)，影響社區(qū)決策和公共事務(wù)的行為和過(guò)程。深入了解中國(guó)城鄉(xiāng)居民的政治效能感與政治參與行為，有助于掌握中國(guó)居民的政治態(tài)度、政治情感、政治信仰以及政治參與行為，從而制定行之有效的政策措施。那么，在實(shí)證研究中，城鄉(xiāng)居民的政治參與有哪些影響因素？政治效能感是否對(duì)城鄉(xiāng)居民的政治參與產(chǎn)生影響？本研究鑒于已有的研究的現(xiàn)狀，基于2014年全國(guó)城鄉(xiāng)居民生活綜合調(diào)查(簡(jiǎn)稱(chēng)CGSS2014)數(shù)據(jù)，以基層政治選舉行為為例，將政治效能感作為影響行為主體的一個(gè)自變量，探討政治效能感對(duì)公民參與居(村)委會(huì)換屆選舉投票行為的影響及其影響因素。

一、研究設(shè)計(jì)與變量測(cè)量

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所使用的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2014年由中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系和香港科技大學(xué)調(diào)查研究中心共同主持的全國(guó)城鄉(xiāng)居民生活綜合調(diào)查。該調(diào)查的主要目的是通過(guò)定期、系統(tǒng)地收集中國(guó)城鄉(xiāng)居民的就業(yè)、教育、社會(huì)關(guān)系、生活方式等方面的狀況，總結(jié)社會(huì)變遷的長(zhǎng)期趨勢(shì)，探討具有重大理論和現(xiàn)實(shí)意義的社會(huì)議題。該數(shù)據(jù)采用多層設(shè)計(jì)、多階段PPS方法進(jìn)行收集，其樣本覆蓋東、中、西部的廣大地區(qū)，調(diào)查點(diǎn)覆蓋了中國(guó)大陸所有省級(jí)行政單位11785名調(diào)查對(duì)象，代表性強(qiáng)。由于所涉及變量的缺失值相對(duì)較少，本研究采取直接刪除的方式對(duì)其進(jìn)行處理，最終剩余有效樣本11137人，有效問(wèn)卷率94.5%。

(二)變量測(cè)量與操作化

1.因變量

居民的政治參與可以定義如下：個(gè)人和各種社會(huì)集團(tuán)積極參與到對(duì)其生活產(chǎn)生影響的政治過(guò)程中來(lái)，本研究中主要是指公民積極參與到居(村)委會(huì)換屆選舉中。本研究的因變量即公民在居(村)委會(huì)換屆選舉中參與選舉與否，為討論方便，本研究中直接稱(chēng)其為“選舉行為”。在問(wèn)卷中，該變量由問(wèn)題“D16.近三年，您是否在居(村)委會(huì)的換屆選舉中投過(guò)票”測(cè)量得到。該問(wèn)題共有兩種答案，即“1.投過(guò)票，2.沒(méi)有投過(guò)票”。本研究將其轉(zhuǎn)化為虛擬變量加以使用，轉(zhuǎn)化規(guī)則為“1.投過(guò)票=1；2.沒(méi)有投過(guò)票=0”。因變量的分布情況，參見(jiàn)表1。由于因變量是一個(gè)二分變量，因此，本研究使用Binary Logistic回歸模型作為分析工具。

表1 關(guān)于近三年在居(村)委會(huì)換屆選舉中

通過(guò)表1可以發(fā)現(xiàn)，過(guò)去的三年中：在居(村)委會(huì)換屆選舉中投過(guò)票的人有5382人，占樣本容量的48.3%；而沒(méi)有投過(guò)票的人有5755人，占整個(gè)樣本的51.7%。由此可見(jiàn)，我國(guó)目前城鄉(xiāng)居民在居(村)委會(huì)換屆選舉中的參與比較消極。

2.自變量

本研究的自變量為政治效能感。依據(jù)有關(guān)政治效能感理論，參照坎貝爾、阿爾蒙巴等學(xué)者對(duì)政治效能感的定義，筆者將其界定為：個(gè)體關(guān)于自身行為能力可以對(duì)政治運(yùn)作過(guò)程產(chǎn)生影響的信念。本研究對(duì)政治效能感的測(cè)量源于問(wèn)卷中“D10.請(qǐng)問(wèn)您是否同意以下的說(shuō)法”，該問(wèn)題包含11個(gè)題項(xiàng)(見(jiàn)表2所列)，分別對(duì)應(yīng)5個(gè)選項(xiàng)“完全不同意、比較不同意、無(wú)所謂同意不同意、比較同意、完全同意”。本研究對(duì)這11個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)，得到KMO檢驗(yàn)值為0.770>0.7，因此可以進(jìn)行因子分析。

本研究從中提取出兩個(gè)因子，分別為“內(nèi)部效能感因子”和“外部效能感因子”。其中，內(nèi)部效能感因子包含“政府的工作太復(fù)雜，像我這樣的人很難明白”“我覺(jué)得自己有能力參與政治”“如果讓我當(dāng)政府干部，我也完全能勝任”“我覺(jué)得我對(duì)政治的看法常與別人不同”“當(dāng)和別人討論政府的工作或做法時(shí)，我對(duì)自己沒(méi)什么信心”“黨組織愿意吸收像我這樣的人入黨”等項(xiàng)目，外部效能感因子包含“像我們這樣的人，對(duì)政府的決定沒(méi)有任何影響”“政府官員不太在乎像我這樣的人在想些什么”“我向政府機(jī)構(gòu)提出建議時(shí)，會(huì)被有關(guān)部門(mén)采納”“政府官員會(huì)重視我們對(duì)政府的態(tài)度和看法”“我對(duì)于政府部門(mén)的建議/意見(jiàn)可以有辦法讓領(lǐng)導(dǎo)知道”等項(xiàng)目，具體內(nèi)容見(jiàn)表2。

表2 個(gè)體政治效能感的因子分析

3.控制變量

本研究把政治效能感作為影響公民在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票行為自變量的同時(shí)，還將性別、年齡等人口學(xué)特征變量以及受教育程度、政治面貌、戶(hù)籍狀況、社會(huì)階層等變量作為控制變量一起放入二分Binary Logistic回歸模型。選擇這些變量作為控制變量，是因?yàn)橐延械膰?guó)內(nèi)外研究均已經(jīng)發(fā)現(xiàn)這些變量可能會(huì)對(duì)政治效能感造成影響，從而影響公民的選舉行為。表3是關(guān)于樣本的基本情況。

其中，將性別、政治面貌、戶(hù)籍、受教育程度轉(zhuǎn)換為虛擬變量，分別將女性、群眾、非農(nóng)戶(hù)籍和小學(xué)及以下作為參考標(biāo)準(zhǔn)。

對(duì)于年齡本研究進(jìn)行了變量計(jì)算，處理如下：年齡等于2010減去受訪者出生的年份。其中最小

表3 樣本的基本情況介紹

年齡17歲；最大年齡94歲；整個(gè)樣本的平均年齡約47歲，且年齡的偏度系數(shù)為0.219，峰度系數(shù)為-0.624，大致可以看作是正態(tài)分布。

對(duì)于受訪者的階層狀況，由問(wèn)卷“A43a.您認(rèn)為您自己目前在哪個(gè)等級(jí)上？其中，10分代表最頂層，1分代表最底層”這一問(wèn)題得來(lái)。此變量本身屬于定序變量，將其由低到高賦值“1—10”后，作為定距變量直接放入模型，社會(huì)階層分布的偏度系數(shù)為-0.029，峰度系數(shù)為0.298，也可以看作是正態(tài)分布。

(三)理論依據(jù)與研究假設(shè)

公共選擇理論的奠基人奧爾森在對(duì)集體行動(dòng)進(jìn)行考察時(shí)，發(fā)現(xiàn)個(gè)體在決定是否加入集體行為時(shí)會(huì)有一種悖謬的心理，一方面集體利益的實(shí)現(xiàn)需要一定數(shù)量個(gè)體的共同參與來(lái)達(dá)成。但是，個(gè)體由于事先無(wú)法知道別人的具體決策，因而在集體行為之前會(huì)產(chǎn)生一種個(gè)人的行為不會(huì)促成一項(xiàng)集體利益實(shí)現(xiàn)的想法，而在集體行動(dòng)完成之后會(huì)產(chǎn)生一種自己的加入也不會(huì)增益這項(xiàng)集體行動(dòng)的心理，從而形成了政治學(xué)中所謂的“多元無(wú)知”或者“沉默的螺旋”現(xiàn)象[1]。奧爾森關(guān)于集體行動(dòng)的悖論的理論，存在一個(gè)關(guān)鍵的影響變量，即效能感。由于個(gè)體認(rèn)為自身的行動(dòng)既不會(huì)改變一項(xiàng)既定的行動(dòng)，也不會(huì)對(duì)這一行動(dòng)產(chǎn)生額外的收益，那么也就意味著個(gè)體對(duì)于自己行為的效能感持一種消極的態(tài)度[2]23。本研究以此作為理論的出發(fā)點(diǎn)，來(lái)考察在我國(guó)居委會(huì)或村委會(huì)的換屆選舉過(guò)程中，居民的政治效能感對(duì)其投票行為的影響。

目前已有的研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部效能感與外部效能感對(duì)于政治參與有著不同的影響，但兩種效能感均可以促使個(gè)體實(shí)踐某一種政治行為，盡管這種行為的具體種類(lèi)可能不同，但是這些行為并沒(méi)有本質(zhì)差別。如金姍姍發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部政治效能感比外部政治效能感對(duì)于農(nóng)民的政治參與行為的影響更為顯著[3]；陳雪蓮發(fā)現(xiàn)，外部政治效能感對(duì)于居民選擇抗?fàn)幮岳姹磉_(dá)方式具有顯著性的影響[4]。這些研究的結(jié)論，都可以概括為“政治效能感高，實(shí)踐某種政治行為的概率就高”。本研究據(jù)此提出以下三條假設(shè)：

H1：內(nèi)部政治效能感高，居民更可能在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票；

H2：外部政治效能感高，居民更可能在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票；

H3：影響政治效能感的因素，如性別、年齡、受教育程度等變量也會(huì)對(duì)居民是否在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票產(chǎn)生影響。

二、研究發(fā)現(xiàn)

本研究將調(diào)查對(duì)象對(duì)于“近三年，您是否在居(村)委會(huì)的換屆選舉中投過(guò)票”的回答作為因變量，將性別、年齡、受教育程度、戶(hù)籍、政治面貌和社會(huì)階層狀況作為控制變量，將提取出的兩個(gè)因子——內(nèi)部政治效能感和外部政治效能感作為自變量，采用強(qiáng)制的辦法放入二分Binary Logistic回歸模型，得出如表4所示的結(jié)果。

表4 政治效能感預(yù)測(cè)公民在基層民主選舉中投票行為的Binary Logistic回歸模型*說(shuō)明：其中，性別、政治面貌、戶(hù)籍、受教育程度等變量為虛擬變量，參考標(biāo)準(zhǔn)依次是女性、群眾、非農(nóng)戶(hù)籍和小學(xué)及以下文化程度。表中的數(shù)據(jù)為回歸系數(shù)，*p≤0.10，**p≤0.05，***p≤0.01，****p≤0.001。

從表4可以看出，整個(gè)模型的卡方值為1297.069，達(dá)到了0.001的顯著性水平，整個(gè)模型是有意義的。所選取的自變量中，無(wú)論是控制變量還是關(guān)鍵的自變量，對(duì)于公民是否在基層民主選舉中進(jìn)行投票的影響也多數(shù)達(dá)到了較高的顯著性水平。

(一)從控制變量來(lái)看

第一，從性別來(lái)看：男性在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的概率比女性高1.145倍，并且達(dá)到了0.01的顯著性水平。而通過(guò)對(duì)性別與政治效能感的獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是內(nèi)部政治效能感還是外部的政治效能感，男性平均得分都要高于女性，并分別達(dá)到了0.001和0.01的顯著性水平。

第二，從年齡來(lái)看：年齡越大的個(gè)體，在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的概率也越大，年齡平均每增加1歲，個(gè)體進(jìn)行投票的概率增加1.027倍，且達(dá)到了0.001的顯著性水平。這一結(jié)論與謝秋山、陳世香在2014年對(duì)政治效能感與抗?fàn)幮岳姹磉_(dá)方式的關(guān)系研究中得出的結(jié)論一致，他們也發(fā)現(xiàn)年齡每增加1歲，采取抗?fàn)幮岳姹磉_(dá)方式的可能性大約增加1倍[5]。但是通過(guò)對(duì)年齡與政治效能感的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)算并對(duì)其顯著性檢驗(yàn)，并未發(fā)現(xiàn)二者存在統(tǒng)計(jì)顯著性相關(guān)關(guān)系。

第三，從受教育程度來(lái)看：與只有小學(xué)及以下文化程度的群體相比，具有初中文化程度的群體在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的概率要高1.151倍，并且達(dá)到了0.01的顯著性水平。而中專(zhuān)、大專(zhuān)、本科及以上受教育程度的群體不同程度地低于小學(xué)及以下文化程度的群體參與投票的概率，并且均達(dá)到了至少0.01的顯著性水平。高中文化程度的群體參與投票的概率與小學(xué)及以下文化程度群體參與投票的概率并沒(méi)有顯著性區(qū)別。而通過(guò)對(duì)受教育程度與政治效能感的單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，高中群體與小學(xué)及以下文化程度的受教育群體在內(nèi)部政治效能感的差異達(dá)到了0.001的顯著性水平，小學(xué)及以下文化程度的群體政治效能感要高于高中文化程度群體的政治效能感；而在外部政治效能感方面，兩個(gè)群體的差異并不顯著。這說(shuō)明了，受教育程度對(duì)于公民政治效能感的影響具有不確定性，并不是受教育程度越高政治效能感越強(qiáng)，越有可能在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票。通過(guò)表4恰恰可以發(fā)現(xiàn)與之前相反的結(jié)論。

第四，從戶(hù)籍來(lái)看：相比非農(nóng)戶(hù)口群體，農(nóng)業(yè)戶(hù)口群體參加基層民主選舉投票的可能性要高2.379倍，并達(dá)到了0.001的顯著性水平。但是通過(guò)對(duì)農(nóng)業(yè)戶(hù)口與非農(nóng)戶(hù)口政治效能感的獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)戶(hù)口群體的內(nèi)部政治效能感與外部政治效能感均低于非農(nóng)戶(hù)口群體的政治效能感，并且均達(dá)到了0.001的顯著性水平。非農(nóng)群體的政治效能感高于農(nóng)業(yè)群體的政治效能感，而在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的積極性卻低于農(nóng)業(yè)群體，這可能是由職業(yè)狀況以及城鄉(xiāng)生活環(huán)境的影響所致。農(nóng)村戶(hù)籍的持有者大部分從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)，而那些進(jìn)城務(wù)工人員雖然已經(jīng)離開(kāi)了家鄉(xiāng)，但由于在原生活地?fù)碛幸粋€(gè)熟人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，遇到換屆選舉這樣的“大事”，他們被拉回去投票的可能性也很大。而生活在城市中的個(gè)體，處于一種相對(duì)陌生的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之中，其是否參與居委會(huì)的換屆選舉完全在于個(gè)人決策，幾乎不受其他力量的左右，因而會(huì)具有更大的隨意性[6]。

第五，從政治面貌來(lái)看：通過(guò)表4可以發(fā)現(xiàn)，中共黨員在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的概率要高于群眾1.195倍，并達(dá)到了0.05的顯著性水平；民主黨派成員投票的可能性與普通群眾沒(méi)有明顯的差別，而共青團(tuán)員的投票概率要明顯低于群眾。但是通過(guò)對(duì)四類(lèi)不同政治面貌群體的政治效能感進(jìn)行單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是內(nèi)部政治效能感還是外部政治效能感，中共黨員均低于其他三類(lèi)政治面貌群體，且達(dá)到了0.001的顯著性水平。中國(guó)共產(chǎn)黨黨員在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的概率高，這可能是因?yàn)辄h員作為一種政治面貌比較特殊的群體，所受黨組織的紀(jì)律約束較大，他們參與選舉可能受到較強(qiáng)大的組織動(dòng)員和紀(jì)律約束。

第六，從社會(huì)階層來(lái)看：階層與城鄉(xiāng)居民是否會(huì)在居(村)委會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的關(guān)系沒(méi)有達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性差異水平。通過(guò)對(duì)階層與政治效能感的相關(guān)系數(shù)計(jì)算并對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，二者的皮爾遜相關(guān)系數(shù)均為0.140，并且達(dá)到了0.001的顯著性水平?？傮w來(lái)看，階層地位越高，政治效能感越強(qiáng)，但這種相關(guān)關(guān)系不是很大。

(二)從自變量來(lái)看

第一，內(nèi)部政治效能感：從表4中的數(shù)據(jù)來(lái)看，在控制性別、年齡、受教育程度、政治面貌、戶(hù)籍、階層等變量之后，內(nèi)部政治效能感對(duì)公民是否會(huì)在居(村)民委員會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的影響并沒(méi)有達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性水平。這與李蓉蓉在2013年發(fā)現(xiàn)的內(nèi)部政治效能感比外部政治效能感對(duì)于農(nóng)民的政治參與行為的影響更為顯著這一結(jié)果相矛盾。

第二，外部政治效能感：從表4中的數(shù)據(jù)來(lái)看，在控制性別、年齡、受教育程度、政治面貌、戶(hù)籍、階層等變量之后，外部政治效能感對(duì)公民是否會(huì)在居(村)民委員會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票具有顯著性影響。外部政治效能感平均每增加1個(gè)單位的得分，個(gè)體在居(村)民委員會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票的概率就增加1.164倍，并且達(dá)到了0.001的顯著性水平。

三、結(jié)論與討論

(一)假設(shè)驗(yàn)證及解釋

本研究的假設(shè)一“H1：內(nèi)部政治效能感高，居民更可能在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票”沒(méi)有得到驗(yàn)證；假設(shè)二“H2：外部政治效能感高，居民更可能在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票”得到了正面驗(yàn)證；假設(shè)三“H3：影響政治效能感的因素，如性別、年齡、受教育程度等變量也會(huì)對(duì)居民是否在居(村)委會(huì)換屆選舉中投票產(chǎn)生影響”得到了部分驗(yàn)證，性別、年齡、受教育程度、戶(hù)籍、政治面貌、社會(huì)階層會(huì)影響公民的政治效能感，但是受教育程度與政治面貌對(duì)政治效能感的影響存在較大的不確定性，即使這兩個(gè)變量對(duì)公民是否會(huì)在居(村)民委員會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票有顯著性影響，這種影響也可能并不是通過(guò)影響公民的政治效能感而發(fā)揮作用的，而是可能存在著其他的作用機(jī)制[7]。

(二)結(jié)論與討論

通過(guò)對(duì)以上的分析可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民在居(村)委會(huì)換屆選舉中是否會(huì)參與投票，受多種因素的綜合影響。本研究通過(guò)控制性別、年齡、受教育程度、政治面貌、戶(hù)籍、階層等變量，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部政治效能感對(duì)于公民是否會(huì)在基層民主自治組織的換屆選舉中進(jìn)行投票沒(méi)有直接影響，而外部政治效能感高的個(gè)體會(huì)有更大的概率在居(村)民委員會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票。

本研究最核心的發(fā)現(xiàn)是公民的內(nèi)部政治效能感不會(huì)影響其是否在居(村)民委員會(huì)換屆選舉中進(jìn)行投票，而外部政治效能感會(huì)顯著地影響這一行為。這一結(jié)論與我國(guó)政治文化的特征相符合。我國(guó)公民政治參與的積極性與主動(dòng)性較差，公民在政治參與方面一定程度上呈現(xiàn)出被動(dòng)性與服從性。我國(guó)國(guó)民的性格不像西方人那樣注重內(nèi)心的獨(dú)立、具有征服的野心和不斷開(kāi)拓的精神，而是強(qiáng)調(diào)內(nèi)心與外部環(huán)境的和諧相處，從而內(nèi)心深處便存有一份優(yōu)雅和溫順的氣息[8]。把對(duì)政治運(yùn)行產(chǎn)生影響的著眼點(diǎn)寄托于制度的許可，即外部的政治效能感上，就體現(xiàn)了這種對(duì)外部環(huán)境的適應(yīng)性心理。面對(duì)民眾的這一心態(tài)，要促進(jìn)社會(huì)主義民主發(fā)展的進(jìn)程就需要設(shè)計(jì)幾近完美的制度來(lái)保障公民的合法權(quán)利和自由。提高我國(guó)公民內(nèi)部的政治效能感也是一個(gè)值得我們深思的問(wèn)題。

總之，政治效能感是個(gè)體對(duì)自我政治能力和對(duì)政治客體回應(yīng)自身需求的主觀感知，這種特殊的政治態(tài)度在一定程度上能夠反映民眾對(duì)于政治客體的認(rèn)知和情感，也能夠預(yù)知民眾政治參與的情形。通過(guò)實(shí)證分析可以得出我國(guó)城鄉(xiāng)居民的基層政治參與程度受性別、年齡、政治面貌等因素影響的結(jié)論。政治效能感理論認(rèn)為，中等水平的政治效能感是最為合適，它有利于構(gòu)成一種相對(duì)平衡的政治參與。為此，居(村)委會(huì)應(yīng)該積極轉(zhuǎn)變職能，對(duì)居(村)民負(fù)責(zé)，切實(shí)維護(hù)人民的利益，以適應(yīng)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)與政治發(fā)展的需要，同時(shí)還應(yīng)當(dāng)減少政府的干預(yù)。

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