胡淑佳 郭定平

摘要：宗教信仰與政治參與的關(guān)系是政治學領(lǐng)域的重要研究主題，國內(nèi)學界對此的實證研究尚不多見。筆者以世界價值觀調(diào)查2013年關(guān)于中國部分的調(diào)查數(shù)據(jù)為研究基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)宗教信仰和參與宗教活動不會對公民的制度化政治參與傾向產(chǎn)生影響，但會對公民的非制度化政治參與傾向產(chǎn)生影響，也對公民的政治興趣度起著中介效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：宗教；制度化參與；非制度化參與；中介效應(yīng)

中圖分類號：B911文獻標識碼：A文章編號：2095-5103（2019）11-0018-（14）

The Influence of Religious Belief on Institutionalized and Noninstitutionalized Political Participation in China

-An Empirical Study Based on WVS2013

HU ShujiaGuo Dingping

Abstract：The relationship between religious belief and political participation is an important research issue in the field of political science，but its empirical researches are still rare.Based on the Chinese data of World Values Survey 2013，it is found that religious belief and participation in religious activities do not affect the tendency of citizensinstitutionalized political participation， but have an impact on the non-institutionalized political participation，while the degree of political interest of citizens plays an intermediary role.

Key words：religion；institutionalized participation；non-Institutionalized participation；intermediary effect

一、引言

政治參與是政治發(fā)展的基本內(nèi)容，也是民主政治的主要體現(xiàn)。諾曼·H·尼和西德尼·維巴將政治參與定義為“平民或多或少以影響政府人員的選擇及（或）他們采取的行動為直接目的而進行的合法活動”[1]。根據(jù)這個定義，政治參與包括影響政治體系的一系列活動，如投票、參與政黨和政治社團、參加游行和示威活動、游說政府人員等。政治參與呈現(xiàn)多種形態(tài)，早期一般被認為只是參加選舉投票。隨著時代發(fā)展，特別是二戰(zhàn)之后，以請愿、游行、罷工等形式為主的政治活動數(shù)量激增，這些政治活動被視為重要的政治參與形態(tài)。早期，有些西方學者將選舉及其相關(guān)的活動視為“常規(guī)政治參與”，將請愿、游行、罷工等形式視為“非常規(guī)政治參與”[2]。后來，有學者將上述區(qū)分重新概括為“制度化政治參與”和“非制度化政治參與”[3]。所謂制度化的政治參與，指的是政治系統(tǒng)自身或組織發(fā)起的政治參與；非制度化的政治參與則是指并非由政治系統(tǒng)發(fā)起的政治參與活動[4]。非制度化政治參與可能是法律允許的，但不是政治體系發(fā)起的，也有可能本身超出法律規(guī)定的范圍。根據(jù)不同國家的法律規(guī)定，合法的政治參與活動的閾值是不同的。不同形式的非制度化政治參與可能有助于公民發(fā)聲，但也可能對社會秩序造成破壞性威脅。公民通過多種形式的政治參與提出對公共事務(wù)的意見與建議，影響政府政策的制定和實施，監(jiān)督政府工作人員，這對國家進步具有重要意義。目前在中國，政治參與存在主體意識不強、參與渠道不暢、參與方式失序等問題，特別是近年來非制度化政治參與活動激增，暴露出了一些問題，學界對此展開了熱議[5]。在研究中國公民政治參與的影響因素時，國內(nèi)學界關(guān)注的變量主要包括經(jīng)濟發(fā)展水平、政治制度、政治文化、社會資本、信息媒介以及個人的經(jīng)濟利益、人格特點、文化程度、政治興趣、政治信任、政治效能感等。很少有學者研究宗教對中國公民政治參與的影響。但由于中國的信教人數(shù)已經(jīng)超過1億人[6]，宗教對中國社會的影響已經(jīng)不容小覷，宗教信仰和公民政治生活的關(guān)系越來越緊密。中國公民的宗教信仰情況究竟如何影響其政治參與行為值得我們深入探討。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

西方學界針對宗教與政治參與關(guān)系的研究起步較早，有豐富的研究成果。大量研究表明，宗教信仰會對公民的制度化政治參與和非制度化政治參與傾向產(chǎn)生影響。

1.信教與制度化政治參與。西方學界普遍認為信教公民比不信教的公民更能積極參與選舉投票。羅森斯通和漢森提出，那些幾乎每周都參加宗教活動的公民比不參加宗教活動的公民有更高的政治參與率，他們更多地參與了總統(tǒng)選舉與中期選舉的投票[7]。帕特南發(fā)現(xiàn)，公民參與社會團體活動能創(chuàng)造社會資本，而參與宗教組織的公民如同參與其他社團組織一樣，更傾向于參與投票[8]。瓊斯科雷亞和萊爾用來自拉丁美洲國家的政治調(diào)查數(shù)據(jù)和美國全國選舉研究的數(shù)據(jù)同樣驗證了信教與參與投票之間的正相關(guān)關(guān)系[9]。格伯等人發(fā)現(xiàn)宗教參與率的下降與人們的投票參與率的下降之間存在很強的因果關(guān)系[10]。通過學者們的研究可以發(fā)現(xiàn)，宗教參與和投票之間的正相關(guān)關(guān)系已經(jīng)在亞裔、拉丁裔、非裔美國人以及美國穆斯林等各個群體中得到了證實[11]。也許是因為中國的宗教環(huán)境本身有別于西方，針對中國的研究出現(xiàn)了不同結(jié)果。國內(nèi)一些學者對特定人群（如農(nóng)民）的宗教信仰與其投票參與之間的關(guān)系進行了分析，結(jié)果是較為矛盾的。有的研究表明，中國的信教群眾由于其“超塵脫俗”的態(tài)度更不傾向于參與基層村委會選舉[12]；也有研究表明，宗教對參與人大代表換屆選舉投票的積極性影響有限[13]；還有研究表明，宗教對參與人大代表換屆選舉投票等政治活動產(chǎn)生了正向作用[14]。因此，我們更有必要進一步在中國語境下檢驗宗教與政治選舉投票之間的關(guān)系。與上述國內(nèi)研究不同的是，筆者選取的數(shù)據(jù)經(jīng)過了科學抽樣，能廣泛代表各類群體，并不局限于某個特定群體，更能詮釋宗教在中國對政治參與的普遍效應(yīng)。

2.信教與非制度化政治參與。許多學者發(fā)現(xiàn)，宗教對政治參與的促進作用不僅局限于投票，樂于參與宗教活動的人們更傾向于參與其他各種形式的非制度化政治參與活動。道森和彼德森等人的研究表明，參與宗教活動促使人們更多地進行其他類型的政治參與，比如個人游說、參與地方事務(wù)的討論及志愿管理等[15]。哈里斯的研究指出宗教信仰和參與宗教組織共同促進了個人的投票參與率以及政治上的集體行動概率[16]。維巴等人調(diào)查發(fā)現(xiàn)，宗教參與和政治參與之間存在著強因果聯(lián)系，公民的宗教參與不但促進其投票，也促進其參與政治組織和民主活動[17]。杜普和格蘭特認為，具有相同宗教信仰并且經(jīng)常一同參與宗教活動的人更容易一起參與各種政治組織與政治活動[18]。拜爾萊因和查韋斯以美國國家宗教調(diào)查的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究發(fā)現(xiàn)教會成員參與政治選舉投票、進行投票動員、參與集會等政治活動的比例要明顯高于其他非宗教組織成員[19]。也有部分學者認為，宗教信仰僅對投票行為產(chǎn)生正向影響，對其他非制度化政治參與，如與地方官員進行私人聯(lián)絡(luò)、為選舉候選人拉票等活動是沒有影響的[20]。有國內(nèi)學者通過定量分析對中國的相關(guān)情況進行了研究，發(fā)現(xiàn)宗教信仰對諸如請愿、集會游行等非制度化政治參與活動具有正向影響[21]。

3.中介效應(yīng)。信教和參與宗教活動都可能對政治參與行為產(chǎn)生影響，即“信仰”和“參與”將從“價值”和“行為”兩個層面釋放對政治參與的影響力。如果將宗教活動視為一種特殊團體活動，其既具有作為類似于其他社會團體活動的一般效應(yīng)，又因其信仰力量而產(chǎn)生了區(qū)別于其他團體的特殊價值效應(yīng)。與其他團體活動一樣，宗教活動因給予成員相互交流合作的機會而增加了對團體內(nèi)成員的信任感，增強了個人與社會的聯(lián)系，有助于公民形成自發(fā)的合作與相互動員，促進其集體進行政治參與的可能性[22]。宗教活動作為一種具有強烈價值取向的活動又區(qū)別于其他活動，信仰與價值的一致性或許更能增加參與者彼此間的信任，或者因為宗教信仰教人向善而增加了對社會上其他人的一般信任[23]。也存在另一種可能是宗教活動僅增加了其內(nèi)部信任，沒有增加甚至是反過來侵蝕了外部信任，即信教者只對同教派成員更加信任，而對外部成員產(chǎn)生信任排斥[24]，亦或宗教對信任并不會產(chǎn)生影響[25]。據(jù)此而言，宗教信仰如果增加了內(nèi)部信任將有可能促進非制度化的集體政治參與活動。若他們對彼此的一致行動深信不疑，則有可能減少了監(jiān)督與執(zhí)行成本和“搭便車”的可能性，集體行動更容易達成。對社會的普遍信任的提升使其更愿意相信他們的行動會得到社會的支持與響應(yīng)，故而能降低發(fā)起或參與非制度化政治活動的心理壓力。上述效應(yīng)可概括為“社會資本效應(yīng)”。此外，宗教信仰本身作為人們精神意識的重要組成部分可能會作用于人們的政治行為。有觀點認為，宗教信仰本身將引導(dǎo)人們樹立更有益于社會的價值觀，使人們更加具有社會責任感、更關(guān)心他人與社會，從而更具有公民意識，引導(dǎo)人們更關(guān)心并愿意參與政治活動[26]，比如基督教倡導(dǎo)“公義、愛人、施舍”，即“入世效應(yīng)”。還有一種觀點認為，宗教信仰具有去政治化的作用，宗教信仰將個人的注意力從外在物質(zhì)世界轉(zhuǎn)移到了內(nèi)在精神世界，以使其不再關(guān)心政治，也不愿意參與政治活動[27]，即“出世效應(yīng)”。另外，公民對政府的信任程度是影響其是否參與政治活動的重要因素，而宗教信仰被認為可能會影響公民對政府的態(tài)度，比如在美國，不同政黨對墮胎、槍支問題的政策會直接影響教徒的態(tài)度[28]。已有研究顯示，信教與政治信任之間存在負相關(guān)關(guān)系[29]。上述效應(yīng)可歸納為“政治信任效應(yīng)”。概而言之，宗教可能通過“社會資本效應(yīng)”“出世或入世效應(yīng)”“政治信任效應(yīng)”影響公民的政治參與傾向。

（二）研究假設(shè)

上述研究顯示，宗教信仰與參與宗教活動都可能影響公民的政治參與傾向。筆者將政治參與區(qū)分為以選舉投票為代表的“制度化政治參與”和以請愿、游行、罷工等形式為代表的“非制度化政治參與”。某些非制度化政治參與并不是直接針對政府的，但在現(xiàn)代社會，政府已經(jīng)取得了絕對權(quán)威地位，幾乎成為民眾唯一的公共訴求表達對象。特別是在我國，政府的管轄與服務(wù)涉及面廣，上述非制度化參與行為一旦發(fā)生，政府都將或多或少地介入其中，因此這些活動也被學者歸為非制度化政治參與活動[30]。我國實行人民代表大會制度，不設(shè)區(qū)的市、市轄區(qū)、縣、自治縣、鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人大代表由選民直接選舉產(chǎn)生。因此，選舉人大代表是公民最重要的制度化政治參與渠道。筆者將使用是否參與人大代表的選舉投票來衡量公民進行制度化政治參與的傾向。我們利用具有全國代表性的大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)考察信仰宗教、參與宗教活動是否會影響公民的政治參與，并進一步探尋其作用機制。根據(jù)前人的研究成果并結(jié)合中國的政治背景，提出如下假設(shè)（圖1）：

H1：信教且參與宗教活動的公民進行制度化政治參與的概率高于其他公民。

H2：信教且參與宗教活動的公民進行非制度化政治參與的概率高于其他公民。

H3：宗教將通過“社會資本效應(yīng)”影響公民的制度化與非制度化政治參與傾向。

H4：宗教將通過“出世或入世效應(yīng)”影響公民的制度化與非制度化政治參與傾向。

H5：宗教將通過“政治信任效應(yīng)”影響公民的制度化與非制度化政治參與傾向。

三、數(shù)據(jù)與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

世界價值觀調(diào)查（World Value Survey）是一個由國際學者團隊發(fā)起的、旨在分析變化的社會價值及其對社會和政治生活所產(chǎn)生的影響的全球調(diào)查項目。該調(diào)查始于1981年，范圍覆蓋全球100個國家、近90%的人口。因其使用最嚴謹與高質(zhì)量的問卷進行調(diào)查而成為社會科學研究最廣泛使用的數(shù)據(jù)庫之一。世界價值觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫的最新數(shù)據(jù)是第七波，但其中不包含中國部分，而第六波數(shù)據(jù)中的中國部分的被調(diào)查年份是2012—2013年。因此，筆者使用的是第六波世界價值觀調(diào)查中關(guān)于中國部分的2013年的數(shù)據(jù)。筆者此次共有有效樣本2300個，但是由于部分受訪者沒有選舉資格以及所用變量存在缺失值，筆者最終得到的可用樣本為1785個。

（二）變量設(shè)計

1.因變量。政治參與這個概念可以轉(zhuǎn)化為兩個因變量，即公民是否參加人大代表選舉投票和是否參加請愿、游行或罷工等非制度化政治活動。調(diào)查問卷中對應(yīng)的問題是A1“在過去地方人大的歷屆選舉中，您是都投了票、有時投票，還是從未投過票？”筆者將其整理為二分變量，未投票賦值為0，投票則賦值為1。該問題考察了被訪者的長期投票參與行為，以期更好地檢驗宗教信仰對制度化政治參與的長期作用。對非制度化政治參與的考察，我們使用的問題是A2“人們可能采取不同的行動表達自己的意愿，請問您是否參加過下列活動，如果沒有參加過，您是有可能參加，還是在任何情況下都不會參加？包括在請愿書上簽名、參加和平示威活動（散步/游行）、參加罷工活動？”，“絕不參加、可能參加、參加過”這三個選項表示受訪者非制度化政治參與的傾向依次遞增，“絕不參加”賦值為0，“可能參加”賦值為1，“參加過”賦值為2。我們將針對這三個問題（是否參加“請愿書上簽名”“參加和平示威活動”“參加罷工活動”）的回答合并為一個變量，即非制度化政治參與，則其取值為0～6（每個問題的值相加所得），為了在放入模型后便于理解，我們將其取值相應(yīng)地轉(zhuǎn)換為1～7，分值越高，說明非制度化政治參與傾向越高。

2.自變量與中介變量。此次研究的自變量為是否信仰宗教及參與宗教活動。是否信仰宗教在問卷中對應(yīng)的問題是B1“您覺得自己是有宗教信仰的人嗎？”而“參加宗教活動的頻繁程度”這一變量對應(yīng)的問題是B2“除了婚禮、葬禮之外，您多長時間參加一次宗教儀式？”我們將其區(qū)分為不參與宗教活動與參與宗教活動兩類。綜合上述兩個問題生成新變量：將宗教信仰及參與、不信教且不參與宗教活動賦值為1，不信教但參與宗教活動賦值為2，信教卻不參與宗教活動賦值為3，信教且參與宗教活動賦值為4。此次研究將進一步檢驗宗教信仰是否通過“社會資本效應(yīng)”“出世或入世效應(yīng)”或“政治信任效應(yīng)”來影響公民的政治參與傾向。“社會資本效應(yīng)”是指當人們相互信任時，集體的政治參與更容易發(fā)生。這里將用公民對他人的一般化信任程度來檢測社會資本存量，一般化信任是指公民對社會上大多數(shù)人的信任，對應(yīng)的問題是C1“一般來說，您認為大多數(shù)人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好？”對“出世或入世效應(yīng)”的檢驗，我們采用政治興趣度C2“您對政治感興趣嗎？”這一問題來檢驗。如果信教者比非信教者對政治更感興趣，則證明了“入世效應(yīng)”，反之則證明了“出世效應(yīng)”。為檢查“政治信任效應(yīng)”，我們設(shè)計的問題是C3“您對下面這些組織（公安機關(guān)、人民法院、中央政府、政黨、人民代表大會、行政機關(guān)）的信任程度如何？是很信任、信任、不太信任，還是根本不信任？”信任程度從低到高賦值為1～4。因信任對象有6個，為方便起見，我們對其進行因子分析，采取方差極大原則對因子載荷進行正交旋轉(zhuǎn)，最終提取了1個公共因子來測量政治信任①。

3.控制變量。本文采用性別、年齡、受教育程度、是否為政黨成員②作為控制變量，這也是相關(guān)研究普遍使用的控制變量。另外，對那些可能對公民政治參與傾向產(chǎn)生影響的因素，我們將其納入控制變量的范圍，包括“自我經(jīng)濟水平評價”“民主程度評價”。此問卷中，沒有對公民的個人經(jīng)濟收入進行調(diào)查，但詢問了其自我經(jīng)濟評價，問題為D1“如果將全國人民的平均家庭收入分為十等份，請看這個量表，1表示家庭收入最低層，10表示家庭收入最高層。請您在量表上選擇一個數(shù)字表示您的家庭收入水平”。測量“民主程度評價”的問題為D2“您覺得我國的民主程度如何？這個量表中，1表示一點兒也不民主，10表示非常民主。請在這個量表上標出您的看法”。

（三）變量的描述性統(tǒng)計

宗教信仰變量涵蓋了信仰與參與宗教活動兩個層面。表1數(shù)據(jù)顯示，80.11%的受訪者不信仰宗教也不參與宗教活動；而6.16%的受訪者雖然不信仰宗教卻參加宗教活動，我們發(fā)現(xiàn)這部分受訪者中有96.4%的人參與宗教活動的頻率僅是一年一次或數(shù)次，因此我們判斷這部分人可能是宗教活動的志愿者或只是集體活動的愛好者；5.38%的受訪者是信教卻不參與宗教活動，其中大多只是民間信仰者；有8.35%的受訪者既信教又參與宗教活動。受訪者的自我經(jīng)濟水平評價與對國家的民主程度評價均值為6，屬于中等略偏上水平。受訪者對社會上大多數(shù)人的信任水平均值為0.643，說明64.3%的人認為社會上大多數(shù)人是可信任的。表1中政治信任變量是根據(jù)受訪者對公安機關(guān)、人民法院、政府機關(guān)、人民代表大會等的信任程度提取的公共因子?？傮w而言，受訪者對這些機構(gòu)的信任程度也屬于中等偏上。就政治興趣度而言，大約50%的人對政治一點也不感興趣或不太感興趣，而另一半人對政治有點感興趣或很感興趣。就政治參與情況而言，84.87%的人在過去從未參與過人大投票，其制度化政治參與比例較低。非制度化政治參與通過合并是否參與請愿、示威游行、罷工這三個問題，并取值為1～7，得到的均值為2.135，說明受訪者的非制度化參與傾向不高。

四、實證分析

（一）模型設(shè)定

此次使用的兩個因變量中，制度化政治參與是二分變量，因此我們使用二分logit模型進行分析；非制度化政治參與是一個定序變量，取值為1～7，但筆者發(fā)現(xiàn)其并不適用有序logit模型（模型沒有通過平行線檢驗①）。事實上，當因變量為有序類別變量時，可以將其作為間距變量，采取常規(guī)最小二乘法（OLS模型）進行估計[31]。相比而言，線性回歸在變量分類較多時更易于解釋。因此，筆者采用線性回歸分析宗教信仰與非制度化政治參與的關(guān)系。

二分logit模型通過考察自變量的不同取值與參照取值對應(yīng)的因變量的發(fā)生概率的優(yōu)勢比（odds ration）來展示自變量對因變量的影響力。OLS線性回歸模型通過考察自變量前的系數(shù)β，我們可以得知自變量對因變量的影響力。在檢驗宗教信仰與制度化、非制度化政治參與的關(guān)系后，我們將用sobel-goodman mediation test進行中介效應(yīng)檢驗[32]。該方法將通過證明以下四個條件確認中介變量在自變量與因變量之間起到的中介作用：（1）自變量顯著影響中介變量；（2）在剔除中介變量的情況下，自變量顯著影響因變量；（3）中介變量對因變量有單獨的顯著影響；（4）加入中介變量后，自變量對因變量的影響力縮小。

（二）宗教信仰與制度化政治參與

首先檢驗的是宗教信仰與制度化參與之間的關(guān)系。表2顯示了主要統(tǒng)計結(jié)果，包括比率比和顯著性，括號中為標準誤差。在數(shù)據(jù)分析前，我們運用了coldiag2檢驗自變量之間是否存在多重共線性問題，得到的條件數(shù)為23.62，小于30，因此變量間不存在多重共線性。模型1顯示在控制了性別、年齡、是否為政黨成員、受教育程度、自我經(jīng)濟評價、民主程度評價后，宗教信仰和行為與參與人大選舉投票行為之間的相關(guān)性。結(jié)果顯示，是否信仰宗教和參與宗教活動與是否參與人大選舉投票之間并無顯著關(guān)系。模型2、模型3、模型4分別將假設(shè)的中介變量作為控制變量逐個放入模型中的統(tǒng)計結(jié)果，因為中介變量除了可能通過自變量對因變量產(chǎn)生影響，本身也可能直接作用于因變量。模型5是將三個中介變量都放入后的統(tǒng)計結(jié)果。五個模型的數(shù)據(jù)均顯示，宗教信仰與是否參與人大選舉投票之間并無顯著關(guān)系。以模型5為例，與“不信教卻參與宗教活動”的公民相比，“不信教且不參與宗教活動”的公民參與人大選舉投票的概率提升為44.5%，但不具有統(tǒng)計學意義；“信教卻不參與宗教活動”的受訪者參與人大選舉投票的概率是“不信教且不參與”宗教活動的受訪者的92.2%，即概率幾乎沒有差別，在統(tǒng)計上也不顯著；“信教且參與宗教活動”的受訪者與“不信教且不參與宗教活動”的受訪者相比，參與人大投票的概率提升17.6%，略有上升，在統(tǒng)計上不顯著。由此，我們可以發(fā)現(xiàn)宗教信仰“價值”和出于宗教原因參與宗教活動的“行為”并沒有對個人的制度化政治參與發(fā)揮作用，假設(shè)1不成立。由于宗教信仰和參與宗教活動對制度化政治參與并沒有顯著影響（中介效應(yīng)成立的基礎(chǔ)是自變量與因變量在不加入中介變量的情況下，兩者本身相互存在顯著相關(guān)），因此，我們不必再做sobel-goodman mediation test中介效應(yīng)檢驗。之前假設(shè)的三個中介變量，一般信任、政治信任、政治興趣感對制度化政治參與的影響在模型2、模型3、模型4、模型5中展現(xiàn)的結(jié)果顯示，一般信任對制度化政治參與并沒有顯著影響。政治信任和政治興趣度每提升一個層次，參與人大投票的概率都會增加20%以上，且具有統(tǒng)計學意義。

縱觀5個模型，性別變量在前三個模型與制度化政治參與之間存在顯著相關(guān)性。數(shù)據(jù)顯示，相比女性，男性參與人大選舉投票的概率將提升超過20%。但是在模型4和模型5加入政治興趣度變量后，我們發(fā)現(xiàn)此時的性別變量不再顯著，而政治興趣度變量是顯著的。這說明性別與制度化政治參與之間的關(guān)系在很大程度上是因為男女政治興趣度的不同。由此，五個模型都顯示，是否是政黨成員對是否參與人大投票有顯著影響，而相比非黨派成員，政黨成員參與人大選舉投票的概率幾乎是前者的2倍。年齡變量與是否參與人大投票是正相關(guān)的，但影響幅度較小，年齡每增長一歲，投票概率只增長不到2%，具有統(tǒng)計學意義。受教育程度與參與人大投票之間也呈正相關(guān)關(guān)系，受教育程度上升一個層級，則參與人大投票的概率增加30%～40%，具有統(tǒng)計學意義。其中個人自我經(jīng)濟水平也會對人大投票概率產(chǎn)生顯著影響，其自我經(jīng)濟水平評價越高，參與人大投票的概率越高。根據(jù)模型5的數(shù)據(jù)顯示，經(jīng)濟水平自評分值每增加一分則投票概率增加6.6%。受訪者對民主程度的評價與其參與人大投票的概率存在顯著負相關(guān)關(guān)系。其中個人對民主程度評分每增加一分，則其投票參與率反而降低大約11%①。公民的民主程度評分與其是否參與投票之間可能存在著相互影響，這值得我們進一步深入探討。

（三）宗教信仰與非制度化政治參與

利用OLS線性回歸模型進行考察的統(tǒng)計結(jié)果見表3。表3主要報告了回歸系數(shù)和顯著性，括號中為標準誤差。我們同樣運用了coldiag2檢驗自變量之間是否存在多重共線性問題，得到的條件數(shù)為25.1，小于30，因此變量間不存在多重共線性。表3中，模型1顯示在控制了性別、年齡、是否為政黨成員、受教育程度、自我經(jīng)濟評價、民主程度評價后，宗教信仰和行為與進行請愿等非制度化政治參與行為之間的相關(guān)性。模型2、模型3、模型4則是分別將筆者假設(shè)的中介變量作為控制變量逐個放入模型中的統(tǒng)計結(jié)果。模型5是將三個中介變量都放入后的統(tǒng)計結(jié)果。五個模型的數(shù)據(jù)均顯示，是否信仰宗教和參與宗教活動與是否進行非制度化政治參與之間具有顯著相關(guān)性。以模型5為例，“不信教卻參與宗教活動”的群體相比“不信教且不參與宗教活動”的群體，參與非制度化政治活動的概率提升了61%，系數(shù)較高。但由于“不信教卻參與宗教活動”的群體有可能是宗教活動志愿者或者集體活動愛好者，其參與宗教活動并非基于宗教信仰，并不能證明宗教對非制度化政治參與的影響力。這只是從側(cè)面反映了熱愛參與集體活動的個人也熱衷于參與請愿等非制度化政治活動。“信教卻不參與宗教活動”的群體相比“不信教且不參與宗教活動”的群體，參與非制度化政治活動的概率提升了23%，證明純粹的宗教信仰“價值”會影響非制度化政治參與；“信教且參與宗教活動”的群體相比“不信教且不參與宗教活動”的群體，參與非制度化政治活動的概率提升了25%，證明宗教信仰“價值”與參與宗教活動的“行為”都會對非制度化參與產(chǎn)生顯著影響?！靶沤糖覅⑴c宗教活動”類別的回歸系數(shù)比“信教卻不參與宗教活動”類別略高，證明基于宗教信仰而參與宗教活動的這一行為能對非制度化政治參與產(chǎn)生正相關(guān)影響。綜上所述，假設(shè)2得到了驗證。在模型2中，我們看到一般信任對非制度化政治參與之間存在顯著影響。對比對社會上大多數(shù)人持不信任態(tài)度的人，對社會上大多數(shù)人持較為信任態(tài)度的人進行非制度化參與的概率提升了12%。模型3表明，政治信任不會對非制度化政治參與傾向產(chǎn)生顯著影響。模型4表明，個人的政治興趣度每增加一分，其進行非制度化政治參與的傾向概率就會增加18.6%，即表明政治興趣度越高，非制度化政治參與的傾向就越高。模型5中，上述三個變量的結(jié)果同前三個模型幾乎一致。由于一般信任和政治興趣度會對因變量非制度化政治參與產(chǎn)生顯著影響，它們也可能會對宗教與非制度化政治參與之間的關(guān)系產(chǎn)生中介影響。故此，我們會進一步針對其是否具有中介效應(yīng)進行檢驗。

縱觀5個模型，性別變量與非制度化政治參與都不存在顯著影響，只是在模型4和模型5加入政治興趣度變量后，性別變量的回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)為負，說明性別變量與非制度化政治參與之間的關(guān)系有一部分受男女政治興趣度的影響，但不具有顯著性。在5個模型中，相比非政黨成員，政黨成員進行非制度化政治參與的比率要高33%～45%。就年齡變量而言，其與因變量關(guān)系的回歸系數(shù)為負，年齡每增加一歲，進行非制度化政治參與的概率就會降低1.4%～1.6%，雖然結(jié)果顯著但影響十分微弱。受教育程度僅在模型3中顯著，在另外4個模型中都不顯著。這說明受教育程度與因變量之間的關(guān)系與政治信任度有關(guān)，就總體而言，兩者不顯著。個人自我經(jīng)濟水平評價與進行非制度化政治參與的傾向之間的相關(guān)系數(shù)為負，但十分接近于0，不具有統(tǒng)計學意義。民主程度評價與非制度化政治參與傾向間的關(guān)系為負，這與其與制度化政治參與的關(guān)系相似，即個人對民主程度評價越高，進行非制度化政治參與的概率就越低；民主程度評價越低，進行非制度化政治參與的概率就越高。這說明對民主的滿意度低的公民更傾向于參與非制度化政治參與。同樣，這兩者之間可能存在相互影響的關(guān)系。

（四）中介效應(yīng)檢驗

在前文假設(shè)的三個中介變量中，只有一般信任和政治興趣度與非制度化政治參與之間有顯著相關(guān)性，因而我們只需檢驗這兩個變量是否對宗教信仰與非制度化政治參與之間的關(guān)系產(chǎn)生中介影響。筆者使用sobel-goodman mediation test檢驗中介效應(yīng)，表4顯示了中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。直接效應(yīng)是宗教直接作用于因變量非制度化政治參與的路徑系數(shù)；中介效應(yīng)為宗教通過中介變量作用于因變量的路徑系數(shù)；總效應(yīng)是上述兩種效應(yīng)的綜合系數(shù)；中介效應(yīng)比例即中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例。結(jié)果顯示：一般信任的中介效應(yīng)結(jié)果并不顯著，而政治興趣度的中介效應(yīng)則顯著，政治興趣度作為中介效應(yīng)發(fā)揮的中介作用占總效應(yīng)的8.1%。在預(yù)設(shè)的三個中介變量中，只有政治興趣度這個變量被驗證為具有中介效應(yīng)。由于宗教、政治興趣度、非制度化政治參與之間都呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，證明了“入世效應(yīng)”假設(shè)，即宗教信仰本身將引導(dǎo)人們樹立更有益于社會的價值觀，使人們更加具有社會責任感、更關(guān)心他人與社會[33]。

五、結(jié)論

研究結(jié)果顯示，宗教信仰和參與宗教活動并不會對個人是否進行制度化政治參與即參與人大選舉投票產(chǎn)生顯著影響，但會對非制度化政治參與，即參與請愿、示威游行、罷工等活動產(chǎn)生顯著影響。上述模型分析結(jié)果表明，不管是“信仰宗教卻不參與宗教活動”，還是“信仰宗教且參與宗教活動”的群體，他們進行非制度化政治參與的傾向都高于“不信教且不參與宗教活動”的群體。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，在筆者假設(shè)的三個中介變量中，只有“政治興趣度”會對宗教信仰與非制度政治參與之間的關(guān)系產(chǎn)生中介效應(yīng)影響，即證明了“入世效應(yīng)”假設(shè)：宗教信仰本身將引導(dǎo)人們樹立更有益于社會的價值觀，使人們更加具有社會責任感、更關(guān)心他人與社會。信仰宗教與參與宗教活動的個人參與非制度化政治參與的傾向較高一些，并不意味著參與非制度化政治活動的公民更多的是信教群眾，且信教群眾本身在我國公民中的占比不高，所以兩者不能混淆。雖然在當今社會中，如請愿等非制度化政治參與逐漸成為公民表達其利益訴求的一種方式與手段，但目前我國公民在非制度化政治參與過程中也存在一些失序現(xiàn)象，如存在采用極端手段破壞公共財產(chǎn)、秩序的情況。就信教群眾而言，由于其具有更高的非制度化參與傾向，其是否也存在一些失序行為，或出于宗教勸導(dǎo)人行善愛人的教義，其是否在非制度化參與中產(chǎn)生更少失序行為，這些我們尚未進行實證研究與深入討論?！白诮淘跉v史上既表現(xiàn)為維系世界的力量，又表現(xiàn)為動搖世界的力量?！盵34]但是一些極端宗教組織為實現(xiàn)其政治目的，往往采用非法方式甚至不惜采取恐怖主義行為達到目的。對此，政府在打擊這些非法的“偽宗教”組織的同時，要防止普通信教群眾被極端宗教勢力蠱惑與利用。政府不但要通過宣傳教育提升公民明辨是非、辨別極端宗教組織的能力，也應(yīng)引導(dǎo)信教群眾通過制度化渠道表達和獲取自己利益，使宗教人士更多地選擇制度化方式進行政治參與。這需要進一步完善制度化政治參與的制度與規(guī)則，拓寬制度化政治參與渠道，提升制度化政治參與程度，以保障宗教人士的合法利益，促進社會穩(wěn)定、和諧進步。

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作者單位：胡淑佳，復(fù)旦大學國際關(guān)系與公共事務(wù)學院；上海200433；Email：hsjhsj@foxmail.com。郭定平，復(fù)旦大學國際關(guān)系與公共事務(wù)學院，復(fù)旦大學陳樹渠比較政治研究中心，中國統(tǒng)一戰(zhàn)線理論研究會統(tǒng)戰(zhàn)基礎(chǔ)理論上海研究基地；上海200433；Email：guodp@fu？ dan.edu.cn。

①KMO統(tǒng)計量為0.8584，接近于1，適合做因子分析；所提取的公共因子累積方差貢獻率為0.6608。（因子分析是從變量群中提取共性因子的過程，本次因子分析共有6個對象，共析出一個公因子，6個對象的公因子貢獻率分別為0.76、0.81、0.8、0.85、0.84、0.79）②政黨成員指中共或其他民主黨派成員，非政黨成員即不屬于任何黨派。

①平行線檢驗（test of parallel regression assumption）：有序logit模型的運用需要滿足一個假設(shè)，因變量的最低類別與所有較高類別之間的關(guān)系系數(shù)和次低類別與所有較高類別之間的關(guān)系系數(shù)需要相同，這就是平行回歸假設(shè)或者稱平行線假設(shè)，如不能通過假設(shè)，則不適用于有序logit回歸模型。

①單獨對民主程度評價與投票參與進行相關(guān)性檢驗也表明兩者呈顯著負相關(guān)，相關(guān)性系數(shù)為-0.0433，顯著性為1。