孟 利 艷

(河南師范大學 青少年問題研究中心,河南 新鄉(xiāng) 453007)

一、文獻回顧及問題的提出

政府回應性是指政府根據(jù)民眾的意見和訴求,制定或調(diào)整政策議題的過程(1)Hagemann S.,Hobolt S.B.,Wratil C,Government Re-sponsiveness in the European Union:Evidence From Council Voting,Comparative Political Studies,2017(6).?；貞哉碚撌腔谖鞣綄υ捓碚?、雙向?qū)ΨQ溝通理論等發(fā)展而來,因此,國內(nèi)不少研究成果強調(diào)了回應性政府建設的對話性特征,認為建立互動性、開放性的回應性政府構(gòu)成了政治建設的新模式(2)孟天廣,趙娟:《網(wǎng)絡驅(qū)動的回應性政府:網(wǎng)絡問政的制度擴散及運行模式》,《上海行政學院學報》,2018年第3期。。有學者基于民眾感知的及時性、透明度等指標來測量政府回應程度(3)陳濤,梁哲浩:《從網(wǎng)絡圍觀到滿意度:政府在線回應的“溢出”效應》,《求索》,2022年第1期。,認為建設政府透明是提升政府質(zhì)量和國家治理現(xiàn)代化的內(nèi)在要求(4)楊開峰,杜亞斌:《政府透明感知及其影響因素:基于中國地方治理綜合調(diào)查的實證分析》,《社會科學研究》,2022年第2期。。

在探討政府回應的效應時,學者多是通過分析政府回應和政府滿意度、政府信任的關系,得出政府回應具有積極效應的結(jié)論(5)陳濤,梁哲浩:《從網(wǎng)絡圍觀到滿意度:政府在線回應的“溢出”效應》,《求索》,2022年第1期。。而制度主義認為,政治參與可以分為制度化和非制度化政治參與兩種形式。不同于正式投票、選舉的制度化政治參與,非制度化政治參與包括民眾日常生活中更廣泛的政治活動,如向政府提意見和建議、表達不滿等。有研究表明,非制度化政治參與是“破壞性”的參與形式,因為向政府提意見等政治行為意味著挑戰(zhàn)政府的合法性,同時也可以降低民眾獲得感和政府信任,因而不利于社會秩序和穩(wěn)定(6)Zhang X. Z.,Lin W. Y.,Political Participation in an Unlikely Place: How Individuals Engage in Politics through Social Networking Sites in China,International Journal of Communication,2014(1).。如果政府回應能夠減少非制度化政治參與行為,則說明政府回應的效應是積極的。通過研究政府回應對非制度化政治參與行為的影響,可以拓展政府回應的多維效應。

誠然,政府回應的主體內(nèi)涵是雙重的,需要政府和民眾雙方的共同努力?；貞哉慕ㄔO依賴于民眾向政府表達偏好的意愿和能力,需要民眾具有對政治信息解碼和編碼的能力(7)孟天廣,趙娟:《網(wǎng)絡驅(qū)動的回應性政府:網(wǎng)絡問政的制度擴散及運行模式》,《上海行政學院學報》,2018年第3期。。以往研究多關注回應性政府建設的制度設計,對回應性政府建設的民眾視角關注不足。民眾的政治參與意愿和政治參與能力對于社會主義民主政治建設的重要意義。然而,有關民眾的政治參與意愿和能力影響回應性政府建設的文獻還較為鮮見。政府不可能對所有民眾都采取相同的回應策略,對于政治參與意愿和能力不同的民眾,政府回應效應也可能是不同的。本文擬通過展開民眾的政治參與意愿和能力對政府的回應效應進行研究,探討回應性政府建設的民眾路向。

二、研究假設

(一)政府回應和非制度化政治參與行為

在討論政府回應對非制度化政治參與行為的影響時,有兩種相互沖突的結(jié)論:一是積極影響說。政治參與水平與組織回應有內(nèi)在聯(lián)系,政府的回應效率越強,民眾參與的可能性就越大,民眾的非制度化政治參與行為在很大程度上取決于政府回應他們需求的能力(8)Gret,The Porto Alegre Experiment: Learning Lessons for better Democracy. Zed Books, 2005.。二是消極影響說。有研究發(fā)現(xiàn),積極影響說可能不適用于中國,不同的文化和政治差異塑造了獨特的政治觀念和行為,政府對民眾及時回應實際上會減少民眾的非制度化政治參與行為(9)Huang Y.H., et al,How Responsiveness Works in Mainland China: Effects on Institutional Trust and Political Participation,Public Relations Review,2020(1).。但該研究只測量了政府回應的及時性,沒有測量政府回應的透明度等其他維度。

基于既有研究,本文認為,政府及時、透明等多維的回應策略也會對民眾的非制度化政治參與行為產(chǎn)生負向影響。因為政府進行有效回應會使民眾的需求和利益得到滿足,民眾也就沒有必要去表達不滿和建議,從而可以減少提意見等非制度化政治參與行為。由此提出假設1——

假設1:政府回應會減少民眾的非制度化政治參與行為。

(二)政治參與意愿的調(diào)節(jié)效應

政府回應對民眾非制度化政治參與行為的影響可能有差異,民眾具有較強的政治參與意愿意味著對政府的信任,更相信政府的民眾會認為政府能夠解決問題,也就沒有必要進行非制度化的政治參與,因而政府回應的效果可能會更好。由此提出假設2——

假設2:政治參與意愿能調(diào)節(jié)政府回應和非制度化政治參與行為的關系。當民眾的政治參與意愿較強時,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更大。

(三)政治參與能力的調(diào)節(jié)效應

政治參與能力是指民眾通過各種途徑向政府建言獻策的自我能力和現(xiàn)實機會。政治參與能力可以分為主觀政治參與能力和客觀政治參與能力。主觀政治參與能力是指一個人對自己影響政治事務能力的看法(10)Poortinga W.,Community Resilience and Health: The Role of Bonding, Bridging, and Linking Aspects of Social Capital,Health &Place,2012(2).?？陀^政治參與能力是指一個人在政治生活中參政議政、影響政府決議的程度。不同于其他類型的參與能力,客觀政治參與能力受政治理解能力和社會經(jīng)濟地位的綜合影響,既有研究成果多從民眾受教育程度、職業(yè)、政治身份等考量客觀政治參與能力(11)張明澎:《中國“政治人”:中國公民政治素質(zhì)調(diào)查報告》,中國社會科學出版社,1994.。

主觀政治參與能力可能在政府回應和非制度化政治參與中的調(diào)節(jié)效應不顯著,主觀政治參與能力對非制度化政治參與沒有影響(12)Byoung J.K.,Political Efficacy,Community Collective Efficacy,Trust and Extroversion in the Information Society:Differences between Online and Offline Civic/Political Activities,Government Information Quarterly,2015(1).。因此,當政府對主觀政治參與能力較強的民眾進行回應時,他們的非制度化政治參與行為可能也不會有變化。由此提出假設3——

假設3:主觀政治參與能力在政府回應和非制度化政治參與行為中的調(diào)節(jié)效應不顯著。

從受教育程度來看,政府回應對非制度化政治參與行為的影響可能有差異。一方面,高水平的教育提高了個人理解政治事件和以工具理性方式行事的能力(13)Nie NH,et al.,Education and Democratic Citizenship in America,Chicago: Univ. Chicago Press,1996.;另一方面,高水平的教育也提高了個人運用社會資源向政府表達的機會,提升了個人的非制度化政治參與行為(14)Nie NH,et al.,Education and Democratic Citizenship in America,Chicago: Univ. Chicago Press,1996.。在受教育程度較高的民眾中,由于政治理解能力和政治參與傾向的增強,對政府回應的信息會產(chǎn)生懷疑和多元理解,進而會增加提意見和建議的行為,政府回應的效果可能較差。由此提出假設4a——

假設4a:受教育程度能調(diào)節(jié)政府回應和非制度化政治參與行為的關系。在受教育程度較高的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更小。

從職業(yè)和政治面貌看,政府回應對非制度化政治參與行為的影響可能有差異。職業(yè)為體制內(nèi)、政治面貌為黨員的民眾的制度約束較多,與政府的溝通較為便利,面對的爭議和不滿能很快得到解決,因此,政府回應的效果可能會更好。由此提出假設4b和4c——

假設4b:職業(yè)類型能調(diào)節(jié)政府回應和非制度化政治參與行為的關系。在體制內(nèi)民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更大。

假設4c:政治面貌可以調(diào)節(jié)政府回應和非制度化政治參與行為的關系。在黨員中,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更大。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與分析方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文調(diào)查地點選擇在河南、安徽、江西、廣東、湖南、湖北6個省份進行,采用多階段抽樣和配額抽樣相結(jié)合的調(diào)查方式。第一階段,根據(jù)2021年《中國統(tǒng)計年鑒》中各個城市的GDP、工資收入、居民消費水平等因素,在六個省份中選取鄭州、新鄉(xiāng)、南陽、長沙、南昌、萍鄉(xiāng)等16個地級市,分配各個城市的樣本規(guī)模;第二階段,在每個城市,選取2～3個行政區(qū);第三階段是配額抽樣,根據(jù)2021年《中國統(tǒng)計年鑒》中國民按登記注冊類型和細分行業(yè)就業(yè)人員數(shù)統(tǒng)計的制造業(yè)、市政行業(yè)、交通運輸?shù)?9種行業(yè)人數(shù)比例,按照等比例抽樣的方式,抽取相應的行業(yè)人數(shù)。共發(fā)放問卷2352份,回收問卷2352份。剔除具有明顯向心性答題傾向的問卷2份,剩余2350份,問卷有效率99.915%。本文的調(diào)查對象為18周歲以上的群體。

(二)變量界定

1.因變量

因變量為民眾的非制度化政治參與行為。我國民眾的非制度化政治參與行為和西方明顯不同,西方民眾偏好“挑戰(zhàn)精英的沖突性參與”,因此學者多用“參加示威、抗議或游行、簽署請愿書”等來測量(15)Lee,et al.,Digital Democracy in Asia: The Impact of the Asian Internet on Political Participation,Journal of Information Technology &Politics,2017(1).,而我國民眾的非制度化政治參與行為多是建議性的,是將自己的意見表達給政府相關部門。本文主要參考了Xinzhi Zhang(16)Xinzhi Zhang,et al.,Political Participation in an Unlikely Place: How Individuals Engage in Politics Through Social Networking Sites in China,International Journal of Communication,2014(8).等人的界定,通過詢問被調(diào)查者“在過去的兩年中,你做下列事情的頻率如何”,備選題目包括:“參加集體上訪”“抗議或請愿活動”“向政府反映有關問題”“向所在單位上級領導提出意見”“向村委會、居委會、業(yè)委會提建議或意見”等。采用李克特5點評分:1表示“從不”,2表示“1-2次”,3表示“3-5次”,4表示“6-10次”,5表示“10次以上”?？寺“秃障禂?shù)為0.867。

2.自變量

政府回應為自變量。將政府回應操作化為政府對民眾是否采取及時、透明以及開放的回應策略。詢問被調(diào)查者“你對下列說法的贊同程度如何?”,備選答案包括:“政府能公開他們的溝通意圖并保持透明度”“政府在與百姓溝通時,話語清晰易懂”“政府能及時回應百姓想法”“政府關注百姓所說所想”。采用李克特5點評分:1表示“完全不贊同”,5表示“完全贊同”。克隆巴赫系數(shù)為0.866。

3.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量包含政治參與意愿、主觀政治參與能力和客觀政治參與能力三個方面:

其一,政治參與意愿。在問卷中,詢問被調(diào)查者“以下情況和您的符合程度”,備選答案包括“我關注政治動態(tài),愿意及時給政府提建議和意見”“我愿意通過電話、網(wǎng)絡留言等方式,希望政府部門解決問題”“我愿意通過多種途徑對政府工作發(fā)表看法”等。采用李克特5點評分:1表示“完全不符合”,5表示“非常符合”。計算每個題目總和的平均值,衡量政治參與意愿。克隆巴赫系數(shù)為0.876。

其二,主觀政治參與能力。參考相關研究,在問卷中,詢問被調(diào)查者“以下情況和您的符合程度”,備選答案包括“政治和政府這樣的話題離我太遙遠,我不太理解”“像我這樣的人,幾乎影響不到政府的決定”等。采用李克特5點評分:1表示“非常符合”,5表示“完全不符合”?？寺“秃障禂?shù)為0.881。

其三,客觀政治參與能力。從受教育程度、職業(yè)類型和政治面貌等三個方面進行測量。受教育程度分為6個類別,6表示“研究生及以上”,5表示“大學”,4表示“高專/高職”,3表示“高中、中專或者技?！?2表示“初中”,1表示“小學”;職業(yè)類別中,1表示“體制內(nèi)”,2表示“體制外”;政治面貌中,1表示“黨員”,2表示“非黨員”。

4.控制變量

根據(jù)相關研究(17)胡榮,《中國人的政治效能感、政治參與和警察信任》,《社會學研究》,2015年第1期。,將性別、社會經(jīng)濟地位、收入等作為控制變量。此外,對可能影響政治參與的一些變量(如政治興趣、政治知識等)也作為控制變量納入模型。

(三)分析方法

為了檢驗假設,本文使用線性回歸展開相關研究。主要采取了三個步驟:第一步,檢驗政府回應對非制度化政治參與行為影響;第二步,調(diào)節(jié)效應分析。政治表達意愿和受教育程度為連續(xù)變量,采用process中的模型1進行調(diào)節(jié)效應分析;第三步,由于職業(yè)類型和政治面貌是二分變量,故將不同職業(yè)類型和政治面貌的個案分為不同的樣本,分別檢驗政府回應對非制度化政治參與行為的影響。共線性統(tǒng)計顯示沒有多重共線性的跡象。VIF和Tolerance值符合研究要求(例如,所有回歸模型中的VIF值均低于1.5)。

四、研究結(jié)果

(一)政府回應對非制度化政治參與行為的影響

表1中的模型1顯示了政府回應對非制度化政治參與行為的影響。研究證實,政府回應會減少非制度化政治參與行為,影響系數(shù)為負且顯著(B=-0.066,SE=0.021,p<0.05)。研究假設1得到驗證。

表1 非制度化政治參與行為的線性回歸分析(18) 模型1、模型2模型3和模型4呈現(xiàn)的是非標準化回歸系數(shù),為了比較不同群體中政府回應效應的差異,模型5、模型6、模型7和模型8呈現(xiàn)的是標準化回歸系數(shù)。

(二)政治參與意愿的調(diào)節(jié)作用

表1中的模型2呈現(xiàn)了政治參與意愿的調(diào)節(jié)作用。政府回應和政治參與意愿的交互項對非制度化政治參與行為的影響系數(shù)為負且顯著(B=-0.050,SE=0.022,p<0.05),說明政治參與意愿能負向調(diào)節(jié)政府回應和非制度化政治參與行為的關系。民眾政治參與意愿每提高1個單位,政府回應影響非制度化政治參與行為的負向系數(shù)會減少0.05個單位,即隨著民眾政治參與意愿的提升,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度會更大。研究假設2得到驗證。

(三)政治參與能力的調(diào)節(jié)作用

表1中的模型3呈現(xiàn)了主觀政治參與能力的調(diào)節(jié)作用。政府回應和主觀政治參與能力的交互項對非制度化政治參與行為關系的影響系數(shù)不顯著(B=0.016,SE=0.023,p>0.05)。說明主觀政治參與能力的調(diào)節(jié)效應不顯著。研究假設3得到驗證。

表1中的模型4呈現(xiàn)了受教育程度的調(diào)節(jié)效應。政府回應和受教育程度的交互項對非制度化政治參與行為的影響系數(shù)為正且顯著(B=0.030,SE=0.015,p<0.05),說明受教育程度正向調(diào)節(jié)政府回應和非制度化政治參與行為的關系。民眾受教育程度每提高一個單位,政府回應影響非制度化政治參與行為的負向系數(shù)會增加0.03個單位。即隨著民眾受教育程度的提升,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度會變小。研究假設4a得到驗證。

進一步的分析發(fā)現(xiàn),在大學及以上學歷的民眾中,政府回應可以通過政治知識促進非制度化政治參與行為,間接效應為正且顯著(B=0.017,95%CI=[0.004,0.026])。間接效應路徑中,政府回應影響政治知識的系數(shù)顯著(B=0.144,SE=0.165,p<0.001),政治知識影響非制度化政治參與行為的系數(shù)也顯著(B=0.089,SE=0.033,p<0.01),但是總效應和直接效應均不顯著。說明在受教育程度為大學及以上學歷的民眾中,政府回應越多,其政治知識也會增多,進而導致其非制度化政治參與行為增多。在大專、高專高職及以下學歷的民眾中,政府回應則是能直接導致其非制度化政治參與行為的減少,影響系數(shù)為負且顯著(B=-0.091,SE=0.029,p<0.001)。

模型5呈現(xiàn)了在體制內(nèi)的民眾中,政府回應對其非制度化政治參與行為的影響,模型6呈現(xiàn)了政府回應對非制度化政治參與行為的影響。在職業(yè)為體制內(nèi)的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響系數(shù)為-0.094(SE=-2.265,p<0.05);在職業(yè)為體制外的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響系數(shù)為-0.055(SE=-2.048,p<0.05),說明在體制內(nèi)民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更大。研究假設4b得到驗證。

模型7呈現(xiàn)了在政治面貌為黨員的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響,模型8呈現(xiàn)了在政治面貌為非黨員的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響。在政治面貌為黨員的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響系數(shù)不顯著(B=0.046,SE=0.877,p>0.05),在政治面貌為非黨員的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響系數(shù)為-0.096,顯著(SE=-3.888,p<0.001)。說明在黨員中,政府回應對非制度化政治參與行為無影響。在非黨員中,政府回應能減少非制度化政治參與行為。研究假設4c得到部分驗證。

五、結(jié)論與討論

本研究基于河南、安徽等六個省份的實證數(shù)據(jù),通過探討民眾政治參與意愿和政治參與能力對政府回應效應的影響。其一,政府回應能夠減少非制度化政治參與行為。過去研究多是關注政府回應對政府信任、政府滿意度影響,未來要通過分析政府回應對民眾不同政治態(tài)度和政治行為的影響,探索政府回應的多維效應。其二,不同政治參與意愿和政治參與能力的民眾中,政府回應對非制度化政治參與行為的影響存在差異。隨著民眾政治參與意愿的提升,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更大。從客觀政治參與能力看,隨著受教育程度的提升,政府回應對非制度化政治參與行為的負向影響強度更小。甚至在大學及以上學歷的民眾中,政府回應能夠促進非制度化政治參與行為。第三,過于強調(diào)“對話、開放”的回應性政府內(nèi)涵體系并不完全適合中國目前的政治制度建設方向?，F(xiàn)有對政府回應內(nèi)涵體系的研究,過于強調(diào)其對話性和政府回應的及時、透明等策略。