□ 鄭建君，趙東東

一、引言

政治參與是公民為爭取、實現(xiàn)和維護自身利益，通過合法途徑和方式對國家的政治構(gòu)成、政治運作、政治決策施加影響的行為過程；它是公民權(quán)利得以實現(xiàn)的重要方式，反映公民在社會政治生活中的地位和作用，對加強社會的政治穩(wěn)定具有重要的意義[1]。因此，了解和把握相關(guān)影響因素與作用機制，對有效促進公民的政治活動參與具有重要的理論意義與實踐價值。已有研究指出，在公民政治參與的影響因素中，除客觀的社會經(jīng)濟發(fā)展狀況外，個體主觀的心理變量也發(fā)揮著重要影響，如價值觀、政治興趣、政治效能感等都對政治參與具有顯著影響。對于某些主觀因素是否能夠影響公民個體在政治參與中的積極表現(xiàn)，現(xiàn)有研究仍存在相當程度的爭議，例如，關(guān)于政治信任在選舉參與中起何種作用，不同研究的結(jié)論并未達成一致[2][3]，如此一來，試圖通過厘清公民選舉參與的影響因素來達到促進政治參與的目的便難以實現(xiàn)。為了彌補已有研究的不足，本研究擬從政治心理學視角出發(fā)來分析政治信任以何種途徑影響個體的選舉參與，以及此種影響發(fā)揮作用的條件。

根據(jù)計劃行為理論的觀點，行為意向是影響行為的最直接因素[4]，政治參與行為的發(fā)生同樣有賴于個體的參與意愿。因此，政治信任作為重要的政治態(tài)度，可能通過參與意愿間接對公民的政治參與行為產(chǎn)生影響。同時，根據(jù)社會交換理論，當人們感知到社會公平時，會通過政治參與行為回報政府或政治系統(tǒng)，以反映其真實意愿，為政府做出決策提供參考。鑒于此，筆者可以認為社會公平感知越強，越有助于提高參與意愿轉(zhuǎn)化為實際行動的可能性。本研究的主要目的是通過探索政治信任、參與意愿對政治參與的影響機制以及社會公平感在上述機制中的調(diào)節(jié)作用，以期發(fā)現(xiàn)促進公民政治參與行為發(fā)生的心理動力機制。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)政治信任與個體選舉參與

一般認為，政治信任是公眾對于政治權(quán)威當局即政治機構(gòu)是否符合民眾的規(guī)范性期待的一種評估，是對政府活動的理性預(yù)期或心理期待，是公民對政府表達滿意、支持的心理基礎(chǔ)[5]。政治信任對于節(jié)省政策運行成本、深化政治合作、維護政治穩(wěn)定等具有深遠意義[6][7]。一項元分析結(jié)果表明，態(tài)度在一定程度上可以影響和預(yù)測行為[8]。在政治研究領(lǐng)域，政治態(tài)度是政治主體形成的對政治客體相對穩(wěn)定的心理反應(yīng)傾向，是影響政治行為最重要的心理因素之一[9]。作為典型的政治態(tài)度，政治信任對政治參與行為具有顯著的影響作用。

關(guān)于政治信任與政治參與之間的關(guān)系，許多實證研究指出兩者具有顯著正向關(guān)系。相較于那些較少參與政治活動的公眾，政治參與較多的個體，其政治信任水平也更高[10][11][12]。作為重要的政治心理變量，政治信任是影響公民政治參與意圖的決定因素，是公民參與行為發(fā)生的前提條件[13]。個體的政治信任對政策參與具有顯著正向影響[14]。公民政治信任感知的增強有利于政治參與的有序進行[15]。當把焦點放在選舉參與或投票時，政治信任的正向影響依然得到多數(shù)研究的支持。國內(nèi)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，居民對基層政府和中央政府的政治信任是其參與基層選舉投票的重要前因變量[16][17]。例如，村民對鄉(xiāng)鎮(zhèn)黨委、政府的政治信任對其村委會選舉參與行為具有顯著正向影響[2]。政治信任對投票參與積極性的正向作用在國外研究中同樣得到了證實[18]，且個體的投票選擇也受到政治信任水平的影響[19][ 20]?；谝陨戏治?，我們提出研究假設(shè)：

H1公民政治信任對其選舉參與具有顯著的正向預(yù)測作用。

(二)參與意愿的中介作用

根據(jù)計劃行為理論，行為意向是影響行為最直接的因素，這種意向反映了個體對執(zhí)行特定行為的主觀意愿，代表了個體計劃參與某類行為所持有的動機結(jié)構(gòu)；同時，個體的行為意向受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制等三個變量的影響[4]。在計劃行為理論中，行為態(tài)度通過行為意向?qū)嶋H行為產(chǎn)生影響，延伸到政治參與領(lǐng)域，參與意愿與行為之間并非完全契合，參與行為往往滯后于參與意愿[21]。參與意愿反映個體參與行為的動機，能夠預(yù)測個體之后的參與行為，具有較高參與意愿的個體，在選舉參與中有更加積極的表現(xiàn)[22][23]。根據(jù)計劃行為理論中“行為態(tài)度→行為意向→實際行為”的觀點和文獻分析，我們認為政治信任作為政治態(tài)度，會通過參與意愿對公民實際的選舉參與行為施加影響。

一方面，政治信任水平的提升，有助于其參與意愿的增強。在政治研究領(lǐng)域，作為重要的政治態(tài)度，政治信任如何影響個體的行為意向得到眾多學者的關(guān)注。黃懿惠等人以長生生物疫苗事件為案例進行的研究表明，政府信任通過風險接受度這一中介變量對公眾的國產(chǎn)疫苗使用行為意向和口碑行為意向產(chǎn)生影響[24]。以居民對化工企業(yè)的接受度為背景，方學梅等人發(fā)現(xiàn)系統(tǒng)信任對居民的環(huán)境抗爭行為傾向具有反向影響[25]。這些研究表明，政治信任作為影響行為意向的前因變量在政治學研究領(lǐng)域同樣成立，是影響政治參與意愿的重要因素，應(yīng)該得到重視。另一方面，參與意愿越強的個體，其選舉參與行為表現(xiàn)越積極。計劃行為理論指出，非個人意志完全控制的行為除受到個人能力、機會以及資源等實際控制條件的制約外，行為意向直接決定行為[4]。作為預(yù)測個體行為實際發(fā)生的重要指標，行為意向越強，個體進行該行為的可能性越大[26]。具體到參與意愿與政治參與行為的關(guān)系，已有證據(jù)表明，具有較高參與意愿的個體在實際的選舉參與中有更加積極的行為表現(xiàn)[22][23]。以上研究表明，參與意愿對參與行為具有明顯的預(yù)測效應(yīng)。

基于上述分析，我們認為，政治信任作為政治態(tài)度，其對選舉參與的作用受到個體參與意愿的中介影響。在政治信任與選舉參與之間的關(guān)系研究中加入?yún)⑴c意愿，能夠進一步展示政治信任對選舉參與的影響路徑。據(jù)此，我們提出以下研究假設(shè)：

H2參與意愿在政治信任對公民選舉參與的影響關(guān)系中起中介作用。

H2a個體的政治信任水平對其參與意愿具有顯著正向影響。

H2b個體的參與意愿對其選舉參與行為具有顯著正向影響。

(三)社會公平感的調(diào)節(jié)作用

自古至今，社會公平都是人類追求的崇高理想?？鬃拥摹安换脊讯疾痪?、亞里士多德提出的“公正是賞罰分明者的美德”，無不體現(xiàn)出公平正義在社會治理中的重要性。根據(jù)社會資源分配的合理性和正當性，社會公平應(yīng)包含“程序”和“實質(zhì)”兩個維度，前者強調(diào)人們平等地享受權(quán)利和機會，后者側(cè)重資源分配結(jié)果的公平；公眾對社會(不)平等狀態(tài)的主觀感受就是社會公平感[27]。已有研究顯示，公平感知對個體心理和行為能夠產(chǎn)生重要影響[28]。如今，關(guān)于公平感的研究已經(jīng)不限于組織管理領(lǐng)域，在政治和公共管理的相關(guān)研究中，社會公平感不僅是政治參與的重要影響變量，而且是影響政治參與的條件變量。一方面，社會公平感對相關(guān)政治參與具有顯著正向影響[29]。那些具有較高社會公平感的個體，其與政府的合作態(tài)度、意向也更為強烈[30]；同時，社會公平感能夠顯著影響與政治參與相關(guān)的心理變量，比如能夠顯著提高個體的政治信任[31][32]，對政治參與滿意度和政治合法性知覺也具有正向預(yù)測作用[33]。另一方面，社會公平感在政治知識、政治信任對政治參與的影響研究中具有調(diào)節(jié)作用，即社會公平感知較高的個體，其政治知識對公民選舉參與，政治信任對政策參與的滿意度、意愿和效能具有更為明顯的正向作用[15][34]。

雖然行為意向是實際行為的最直接影響因素，但參與意愿轉(zhuǎn)化為具體行動的效力可能還受到個體的社會環(huán)境感知制約，從而出現(xiàn)個體差異。根據(jù)社會交換理論，個體行為受到收益或回報導(dǎo)向的交換活動的支配，交換的雙方所提供的交換對彼此應(yīng)該都是有價值的。由于有序政治參與行為不僅能夠維護政治合法性和政治穩(wěn)定，還能夠維護公民權(quán)利，促使政府做出符合民意的決策。因此，當人們感知到社會公平時，就會將政治參與行為作為有價值的社會交換回報政府或政治系統(tǒng)。據(jù)此，提出研究假設(shè)：

H3個體的社會公平感知對參與意愿與選舉參與行為之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究假設(shè)模型如圖1所示，個體參與意愿在政治信任與選舉參與的關(guān)系中具有中介作用，同時上述作用機制還受到個體社會公平感知的調(diào)節(jié)影響。

三、研究方法與過程

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本情況

本研究數(shù)據(jù)來自中國社會科學院“中國公民縣鄉(xiāng)人大代表選舉參與調(diào)查項目”。該調(diào)查面向全國10個省(自治區(qū)、直轄市)，發(fā)放問卷8800份，其中有效數(shù)據(jù)8635份(有效率為98.13%)。在具體的抽樣和調(diào)查過程中，項目組根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的2013年地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，在都會區(qū)、東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)抽取經(jīng)濟發(fā)展水平居中的10個省(自治區(qū)、直轄市)；隨后在各地按照相同的標準抽取24個地級市(省會城市為必選)；最后再抽取地級市下轄的區(qū)縣，通過隨機抽樣的方式對當?shù)啬隄M18周歲、居住滿一年的城鄉(xiāng)居民進行入戶調(diào)查，且每一戶僅限一名受訪者作答問卷。

具體來看，在8635份有效問卷中，都會區(qū)1716人(占總數(shù)的19.87%，其中北京851人、天津865人)；東北地區(qū)(黑龍江省)880人(占總數(shù)的10.19%)；東部地區(qū)1709人(占總數(shù)的19.79%，其中山東873人、浙江836人)；中部地區(qū)1713人(占總數(shù)的19.84%，其中湖北877人、安徽836人)；西部地區(qū)2617人(占總數(shù)的30.30%，其中甘肅870人、陜西867人、廣西880人)。受訪者的年齡分布在18～88歲(M±SD為41.53歲±14.36)；在性別分布上，女性公民4343人、男性公民4292人，分別占總數(shù)的50.30%和49.70%；在民族類型上，受訪者中少數(shù)民族群體共計867人，占總數(shù)的10.04%，其余均為漢族群體；在受教育水平上，初中及以下學歷4286人、高中(含高職高專)學歷2739人、大學及以上學歷1610人，三類人群數(shù)量分別占到總數(shù)的49.64%、31.72%和18.64%；在政治面貌上，中共黨員892人、共青團員1343人、群眾及其他6399人，三類人群數(shù)量分別占到總數(shù)的10.33%、15.55%和74.11%，另有信息缺失1人；在經(jīng)濟收入方面(個人月均收入)，低收入(1500元以下)群體3653人、中等收入(1501～3500元)群體3829人、高收入(3501元以上)群體1153人，三類水平群體占總?cè)藬?shù)的比例分別為42.30%、44.34%和13.35%。

(二)變量測量

1. 預(yù)測變量。對于政治信任的測量，采用孫昕等人編制的量表工具[2]。該量表由單一維度構(gòu)成，共計5個題目，并采用6點計分(備選項中的數(shù)字從1到6，分別表示從“完全不同意”到“完全同意”)。題目的樣例如下：“黨和政府的政策確實是真心實意關(guān)心普通老百姓的。”該量表所有題目均為正向計分，各個題目的得分加總后取均值，得分越高表示該個體的政治信任水平越高。在本研究中，利用該量表獲得的數(shù)據(jù)對信度進行計算，其Cronbach’sα系數(shù)為0.87。

2.結(jié)果變量。對于選舉參與的測量，本研究將其聚焦于縣鄉(xiāng)兩級地方人大代表的選舉活動，并根據(jù)其具體推進程序設(shè)計4個題目來對選民直接參與選舉的情況進行評估。這4個題目主要關(guān)注的內(nèi)容包括：(1)是否參與了提名候選人(0.5分)；(2)是否參與了確定候選人的協(xié)商(0.5分)；(3)是否參與了候選人的見面活動(0.5分)；(4)是否親自到投票現(xiàn)場完成投票(2.5分)。根據(jù)被調(diào)查對象在上述參與行為上的表現(xiàn)來獲得相應(yīng)的分數(shù)(0～4分)，并對各個環(huán)節(jié)的得分加總，以確定其在整個地方人大代表選舉過程中的參與情況。

3.中介變量。對于參與意愿的測量，本研究借鑒已有對公民政治參與行為意愿研究相對成熟的測量工具進行評估[35]。該量表由單一維度構(gòu)成，共計3個題目，并采用5點計分(備選項中的數(shù)字從1到5，分別表示從“非常不同意”到“非常同意”)。題目的樣例如下：“我希望在地方人大代表選舉中有更多的實際參與?！痹摿勘硭念}目中，有2個題目為正向計分、1個題目為反向計分，對所有題目得分加總?cè)【岛?，根?jù)被調(diào)查者的得分高低判斷其參與意愿的水平情況。在本研究批次的數(shù)據(jù)中，該量表的Cronbach’sα信度系數(shù)為0.78。

4.調(diào)節(jié)變量。對于社會公平感的測量，借鑒劉亞等人的問卷工具，側(cè)重從程序公平感和結(jié)果公平感兩個維度進行分析[28]。對于程序公平感維度，共有6個題目，題目的樣例如下：“我國現(xiàn)有的收入分配是有章可循的?！蓖瑯樱瑢τ诮Y(jié)果公平感維度，也有6個題目，題目的樣例如下：“我所獲得的收入反映了我對工作所做出的努力程度?！痹摿勘淼?2個題目，均采用5點正向計分(備選項中的數(shù)字從1到5，分別表示從“非常不同意”到“非常同意”)。對于每個維度上的得分，通過計算該維度下所有題目得分的均值獲得，分數(shù)的高低代表其程序公平或結(jié)果公平的感知水平程度。在本研究批次的數(shù)據(jù)中，程序公平感和結(jié)果公平感兩個維度的Cronbach’sα信度系數(shù)分別為0.85和0.87，問卷的總體信度系數(shù)為0.89。

5.控制變量。以往的研究顯示，政治溝通與政治參與之間具有顯著的相關(guān)關(guān)系[36]，特別是有序政治參與及其效果達成有賴于政治溝通與參與的交互效應(yīng)[37]。為此，本研究將政治溝通作為控制變量，納入后續(xù)的假設(shè)檢驗?zāi)Ｐ?。在具體測量上，采用已有相對成熟的政治溝通問卷中的“現(xiàn)狀評價”維度的3個題目，并采用5點計分(備選項中的數(shù)字從1到5，分別表示從“非常不同意”到“非常同意”)。題目的樣例如下：“民眾能有效利用各種渠道向政府表達自己的意見。”[38]有關(guān)政治溝通現(xiàn)狀評價的所有題目均為正向計分，加總?cè)【岛蟾鶕?jù)得分高低表示個體對自身體驗到的政治溝通的總體水平。在本研究中，該測量工具的Cronbach’sα信度系數(shù)為0.71。

(三)統(tǒng)計分析策略

本研究采用SPSS26.0和Mplus8.3進行數(shù)據(jù)管理和統(tǒng)計分析，對于所獲得的8635份有效數(shù)據(jù)，本研究采取如下統(tǒng)計處理：首先，對測量的有效性和可信度進行檢驗，并對所關(guān)注的核心變量及相關(guān)人口學統(tǒng)計指標進行描述統(tǒng)計分析；其次，針對本研究提出的假設(shè)研究模型，采用驗證性因素分析對變量之間的結(jié)構(gòu)區(qū)分效度進行檢驗，并對所涉及變量可能存在的同源偏差干擾影響進行檢驗；再次，進一步驗證假設(shè)模型中所提出的“政治信任—參與意愿—選舉參與”的中介機制和以社會公平感為調(diào)節(jié)變量的條件機制；最后，針對有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型進行穩(wěn)健性檢驗，進一步明確不同社會公平感水平下政治信任對個體選舉參與影響機制的變化形態(tài)。

四、假設(shè)檢驗與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

如表1所示，對核心變量及相關(guān)人口統(tǒng)計學指標變量進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果顯示：政治信任、選舉參與、參與意愿和社會公平感(程序公平與結(jié)果公平兩個維度)之間均表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)；同時，作為控制變量，政治溝通與其他核心變量之間也表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)；此外，性別、民族、年齡、政治面貌和個人月均收入也與結(jié)果變量之間具有顯著的相關(guān)，對于這些人口統(tǒng)計學指標，將與政治溝通一起作為控制變量納入后續(xù)的模型檢驗中。

表1 各個核心變量的均值、標準差與相關(guān)矩陣

(二)變量關(guān)系結(jié)構(gòu)的區(qū)分效度檢驗

采用Mplus8.3對本研究設(shè)定的測量模型進行驗證，借助WLSMV估計進行變量關(guān)系結(jié)構(gòu)的驗證性因素分析(表2)。結(jié)果顯示：與其他四個備選模型(備選模型A將政治信任與參與意愿合并為一個因素，備選模型B將參與意愿與程序公平感、結(jié)果公平感合并為一個因素，備選模型C將選舉參與之外的四個因素進行了合并，備選模型D將所有因素合并)相比，基準模型(五個因素：政治信任、參與意愿、選舉參與、程序公平感和結(jié)果公平感)對數(shù)據(jù)的擬合效果最佳，其CFI、TLI、RMSEA和SRMR等擬合指數(shù)遠優(yōu)于其他模型，且基準模型與其他備選模型的卡方DIFFTEST也存在顯著差異。對于因共同方法偏差造成的干擾影響，本研究的檢驗結(jié)果顯示并不明顯，主要表現(xiàn)在以下兩個方面：第一，驗證性因素分析中備選模型D將所有因素合并為一個因素，其擬合的表現(xiàn)相對最差；第二，采用探索性因素分析，將24個題目匯聚為5個因子，累積方差解釋了總變異的57.91%，第一個因子的方差解釋了總變異的15.25%(未旋轉(zhuǎn)情況下為28.84%，遠低于臨界值40%)。

表2 驗證性因素分析結(jié)果

(三)中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗

采用分層回歸分析分別考察政治信任對中國公民選舉參與的影響作用，以及參與意愿的中介作用和社會公平感的調(diào)節(jié)作用。在進行模型檢驗之前，一方面對所關(guān)注的預(yù)測變量進行中心化處理，另一方面將非連續(xù)數(shù)據(jù)的變量轉(zhuǎn)化為虛擬變量，并將政治溝通和性別、民族、年齡、政治面貌以及個人月均收入作為控制變量納入模型。此外，對所有預(yù)測變量的方差膨脹因子值進行統(tǒng)計檢驗，均未超過2.62，表明多重共線性的影響不嚴重。

中介作用和調(diào)節(jié)作用的檢驗結(jié)果見表3，政治信任對選舉參與和參與意愿具有顯著的正向預(yù)測作用；將政治信任和參與意愿同時納入模型，參與意愿對選舉參與具有顯著的正向預(yù)測作用，而政治信任對選舉參與的影響作用不顯著，表明參與意愿在政治信任對選舉參與的影響機制中具有顯著的完全中介作用。此外，程序公平感與參與意愿、結(jié)果公平感與參與意愿，兩個交互項均對選舉參與具有顯著的正向預(yù)測作用。這一結(jié)果表明，在政治信任通過參與意愿對中國公民選舉參與的影響機制中，社會公平感具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

表3 參與意愿中介作用和社會公平感調(diào)節(jié)作用的檢驗結(jié)果

圖2 參與意愿與程序公平感對選舉參與的交互效應(yīng)

圖3 參與意愿與結(jié)果公平感對選舉參與的交互效應(yīng)

對于社會公平感的調(diào)節(jié)作用，本研究分別從程序和結(jié)果公平感兩個維度做進一步的交互效應(yīng)分析。將程序公平感得分按照M±1SD的標準劃分為高分組和低分組，并繪制其與參與意愿的交互作用圖(圖2)，簡單斜率檢驗的結(jié)果顯示：在程序公平感高分組(bsimple slope=0.28，se=0.03，t=8.24，p<0.001)和低分組(bsimple slope=0.08，se=0.03，t=2.53，p<0.05)中，參與意愿對選舉參與的正向影響均達到顯著水平。其中，程序公平感得分較高的群體，其參與意愿對選舉參與的影響效應(yīng)更大，Z=4.71，p<0.001。同樣，將結(jié)果公平感得分按照M±1SD的標準劃分為高分組和低分組，并繪制其與參與意愿的交互作用圖(圖3)，簡單斜率檢驗的結(jié)果顯示：在結(jié)果公平感高分組(bsimple slope=0.25，se=0.03，t=7.62，p<0.001)和低分組(bsimple slope=0.08，se=0.03，t=2.51，p<0.05)中，參與意愿對選舉參與的正向影響顯著；但那些結(jié)果公平感得分較高的群體，其參與意愿對選舉參與的影響效應(yīng)更大，Z=4.01，p<0.001。

表4 社會公平感對中介機制調(diào)節(jié)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(四)穩(wěn)健性分析

對研究的假設(shè)模型進行穩(wěn)健性檢驗，Bootstrap(1000次)分析的結(jié)果顯示：參與意愿的中介效應(yīng)顯著(效應(yīng)值為0.03)，其95%置信區(qū)間為[0.02, 0.04]，該中介效應(yīng)占政治信任對選舉參與影響總效應(yīng)的75%。如表4結(jié)果所示，對于程序公平感而言，高分組條件下參與意愿的中介效應(yīng)(0.04)顯著高于低分組條件下參與意愿的中介效應(yīng)(0.01)，二者的效應(yīng)值差異顯著(差異值為0.03)，其95%置信區(qū)間為[0.02, 0.05]；對于結(jié)果公平感而言，高分組條件下參與意愿的中介效應(yīng)(0.04)顯著高于低分組條件下參與意愿的中介效應(yīng)(0.01)，二者的效應(yīng)值差異顯著(差異值為0.03)，其95%置信區(qū)間為[0.01, 0.04]。

五、討論與總結(jié)

(一)結(jié)果分析

本研究使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)作用的中介模型，以分析政治信任對選舉參與的影響機制與條件。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：政治信任對選舉參與具有顯著的正向影響，即政治信任度高的個體更有可能參與人大代表選舉；參與意愿在政治信任對選舉參與的影響機制中具有顯著的完全中介作用，政治信任通過參與意愿間接對選舉參與產(chǎn)生影響。此外，參與意愿對選舉參與的正向影響受到社會公平感的調(diào)節(jié)影響，即在高社會公平感知(程序公平感與結(jié)果公平感)條件下，參與意愿對選舉參與的正向作用得到增強。

首先，本研究證實了政治信任對選舉參與的正向預(yù)測作用。截至目前，已有研究關(guān)于政治信任與政治參與的關(guān)系，仍舊存在爭議。本研究發(fā)現(xiàn)，在加入人口變量并控制政治溝通因素后，政治信任對選舉參與的正向作用依然成立。這進一步證實了政治信任作為公民對政府表達滿意、支持的心理基礎(chǔ)，是影響政治行為的重要心理因素，對于政治參與行為確有正向預(yù)測作用，是提升選舉參與的重要動力。作為典型的政治態(tài)度，政治信任的提升將促使個體更加積極地參與政治活動，為發(fā)展中國特色社會主義民主注入活力。

其次，本研究首次提出“政治信任→參與意愿→選舉參與”的中介路徑，并利用中國公民的調(diào)查數(shù)據(jù)進行驗證，結(jié)果表明參與意愿在政治信任與政治參與關(guān)系中具有完全中介作用。作為個體的政治態(tài)度，政治信任對政治參與行為的影響需要通過公民的參與意愿發(fā)揮作用，這不僅說明計劃行為理論在解釋政治信任對政治參與的影響機制時具備較強解釋效力，同時也體現(xiàn)出參與意愿在擴大公民政治參與中的重要意義。雖然參與意愿能夠較為直接地預(yù)測公民積極的政治參與行為，但對于促進公民真實、有效的政治參與，并不能僅僅依靠參與意愿的提升。因此，實現(xiàn)政治現(xiàn)代化，不僅需要擴大政治參與，更要注重政治參與的質(zhì)量，在未來的政治參與研究中還需重點關(guān)注如何提高公民的參與認知和參與能力。

最后，政治信任通過參與意愿對選舉參與行為的間接作用受到社會公平感的調(diào)節(jié)影響。這說明，一方面，參與意愿對選舉參與的正向作用在高社會公平感知(程序公平感和結(jié)果公平感)條件下得到增強；另一方面，社會公平感對公民的選舉參與起到促進作用。這從政治參與角度證實了社會公平感對個體與政府或政治系統(tǒng)的合作行為具有積極影響作用的結(jié)論[39]；同時，社會公平感對參與意愿和選舉參與之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用符合社會交換理論的觀點。政府為維護政治體系的合法性和政治穩(wěn)定狀態(tài)，需要公民通過制度化政治參與表達民意，再加上社會公平感對提升個體與政府或政治系統(tǒng)的合作態(tài)度與意向具有促進作用。因此，當人們感知到社會公平時，會通過制度化的政治參與行為來表達自身的利益與訴求，使政府部門能夠順利了解民意，以做出和形成有益于人民利益的決策、政策。

(二)實踐意義與啟示

公民有序的政治參與不僅是民主理念的充分體現(xiàn)，還能夠有效維護公民權(quán)利，對化解社會矛盾、維持政治穩(wěn)定更是具有深刻意義。當前，我們還處在積極推進公民政治參與的探索階段，本研究結(jié)果對于擴大公民政治參與、實現(xiàn)政治民主化具有一定的實踐意義與啟示作用。第一，公民個體的政治參與積極性以及在政治活動中的表現(xiàn)，有賴于其政治信任水平的提升。提升公民的政治信任，使其相信黨和政府以及公職人員不僅有意愿并且有能力為民服務(wù)(特別是對政府工作績效以及管理創(chuàng)新與能力的提升)，有助于促進公民制度化政治參與意愿的提升，并進一步推進我國公民有序政治參與。第二，本研究揭示的政治選舉參與的中介機制表明，參與意愿是促進選舉參與的重要中間因素。鑒于社會資本、政治效能感、媒介接觸與信任等對政治參與意愿的提升作用[22][40][41]，在提升個體政治信任水平的同時，還需要通過豐富社會資本、提升政治效能感、提高政治興趣等方式來增強我國公民參與政治活動的意愿，以促進其在政治活動中的積極表現(xiàn)。第三，高社會公平感知有助于促使個體的參與意愿轉(zhuǎn)化為實際的選舉參與行為。政府應(yīng)采取有力措施切實改善社會利益分配的公平程度，深化收入分配制度改革，優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)，努力做到公平公正，讓每位公民都能平等享受改革開放的發(fā)展成果；將公平公正的原則貫穿于立法、執(zhí)法的各個環(huán)節(jié)，讓公民在社會生活中切實感受到公平正義。