社會資本、媒介使用與城市居民的政治參與*
——基于2005中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的城市數(shù)據(jù)

■曾凡斌

社會資本、媒介使用與城市居民的政治參與*
——基于2005中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的城市數(shù)據(jù)

■曾凡斌

采用2005中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的城市數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)對于城市居民來說，除了互惠因子對抗爭性政治參與起負向影響外，社會資本的社會網(wǎng)絡(luò)因子和互惠因子對政治參與的各種形式，包括投票政治參與、日常政治參與抗爭性政治參與都起顯著的正向影響。媒介使用里的新聞接觸對政治參與的各種形式起正向影響，而媒介使用時間中僅有看電視的使用時間對居委會投票起正向影響，這表明，媒介使用里對政治參與產(chǎn)生正向影響的是其新聞接觸情況，即關(guān)注新聞的程度，而不是媒介使用時間的長短。政策制定者可通過培育社會網(wǎng)絡(luò)、互惠、新聞宣傳來促使非制度化政治參與走向制度化政治參與，從而通過有序政治參與來擴大政體的合法性和保持社會的穩(wěn)定。

社會資本；媒介使用；政治參與

引言

政治參與，作為現(xiàn)代社會的一個普遍存在的政治現(xiàn)象，歷來受到政治學(xué)、社會學(xué)以及其他相關(guān)學(xué)科的廣泛關(guān)注。政治參與最為經(jīng)典的定義是亨廷頓和納爾遜的“平民試圖影響政府決策的活動”，其包括以下幾個方面：（1）政治參與是實際行動而不包括心理和態(tài)度；（2）政治參與是指平民的活動；（3）政治參與僅指試圖影響政府決策的活動；（4）政治參與包括試圖影響政府的所有活動，而不管這些活動是否產(chǎn)生實際效果；（5）政治參與包括行動者本人自發(fā)的參與和行動者受他人策動而發(fā)生的參與兩類行為，而前者為“自動參與”，后者為“動員參與”①。這一定義顯示，研究政治參與主要研究平民試圖影響政府決策的活動，即使這些活動沒有產(chǎn)生成效，即政策效果，也同樣予以研究。這跟傳播學(xué)重點研究傳播效果是不一樣的。

在改革開放前，中國政治參與主要以動員參與為主，在改革開放之后，多樣化政治參與逐漸呈現(xiàn)。史天健②利用20世紀80年代在北京的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了在中國特有的國情和制度下，城市民眾的多樣化政治參與行為。城市是我國政治、經(jīng)濟的中心。了解當前我國城市居民的政治參與的狀況及影響因素有利于了解發(fā)展中國家的社會轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟現(xiàn)代化和政治民主化的關(guān)系。本文采用2005中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)對此進行研究，在利用這一數(shù)據(jù)的相關(guān)研究中，多來自于社會學(xué)或政治學(xué)的學(xué)者，很少來自于新聞傳播學(xué)的學(xué)者，因此這方面是本文的創(chuàng)新。

一、文獻綜述與相關(guān)假設(shè)問題

在研究政治參與的影響因素中，社會資本是一個重要的變量，社會資本常從社會學(xué)和政治學(xué)的視角來分析。社會學(xué)視角的社會資本概念基本上把社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)或特定的社會結(jié)構(gòu)作為社會資本來看待。以此出發(fā)，學(xué)者們研究的重點是，置身于某種社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)或社會結(jié)構(gòu)中的個人，如何通過這種網(wǎng)絡(luò)來獲取各種政治的、經(jīng)濟的信息和資源，從而提高其社會經(jīng)濟地位。布迪厄認為社會資本是“實際的或潛在的資源的集合體，那些資源是同對某種持久的網(wǎng)絡(luò)的占有是密不可分的，這一網(wǎng)絡(luò)是大家熟悉的，得到公認的，而且是一種體制化關(guān)系的網(wǎng)絡(luò)”③，在布迪厄那里，社會資本就是一種社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，常常建立在人與人的社會交往的基礎(chǔ)上的，因此社會學(xué)視角的社會資本更多關(guān)注社會交往。政治學(xué)視角的社會資本概念以普特南的觀點最具代表性，他認為，“社會資本是指社會組織的特征，諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)，他們能夠通過促進合作行為來提高社會效率”④，這一概念不僅從范圍上包括了社會學(xué)視角的社會網(wǎng)絡(luò)，而且也將信任及各種有利于促進社會效率的非正式的社會規(guī)范，如互惠性、合作等包括進去。政治學(xué)視角的社會資本在進行測量時?？紤]兩個指標：一個是信任，一個是參加社會活動和社團的頻率（包括投票）。在以往的中國實證研究里，往往發(fā)現(xiàn)社會資本能顯著地影響政治參與⑤。為此，提出下面一個假設(shè)：

假設(shè)1：社會資本正向影響城市居民的政治參與。

在現(xiàn)代社會中，媒介是除去家庭、學(xué)校、社會組織之外，公民學(xué)習政治知識、培養(yǎng)政治人格的主要的政治社會化途徑。因此，媒介使用對公民的政治參與行為起著重要的影響作用。例如，McLeod提出媒介使用對政治參與行為有直接的影響作用，不過也有其間接作用，即通過媒介接觸提高公民的政治知識和政治效能感，從而通過這些中介變量導(dǎo)致政治參與的提高。⑥Scheufele⑦分析了不同的大眾媒介使用及其對政治參與行為的影響，發(fā)現(xiàn)對媒介硬新聞的接觸對政治參與總體上起積極的主要影響。而國內(nèi)的研究中，仇學(xué)英⑧發(fā)現(xiàn)接觸大眾傳播媒介比較多的民眾其政治參與態(tài)度就越積極，二者呈正相關(guān)關(guān)系。梁瑩⑨發(fā)現(xiàn)公民對媒體的信任度對公民政治參與意識具有較為顯著的影響，公民知情權(quán)的實現(xiàn)程度是其政治參與是否積極的重要影響因素。

不過也有研究認為媒介的使用可能造成犬儒主義的提升，造成公眾對政治的冷漠與不關(guān)心。如卡佩拉和詹姆森發(fā)現(xiàn)政治新聞報道的內(nèi)容激發(fā)了新聞消費者的政治冷漠和犬儒主義。⑩羅賓遜提出公眾為了解政治新聞從而對電視形成了依賴，但電視媒體具有負向的和反政府的特性，因而強化了政治冷漠。（11）另外，有研究者更是指出大眾媒介中的娛樂應(yīng)用并不利于政治參與。如普特南（12）指出，盡管大眾媒介能夠提供公共話題，傳播與政治和社會事務(wù)有關(guān)的信息，對媒介報道的討論有助于集體意識的形成，不過，如果公民接觸媒介中娛樂內(nèi)容的時間過多，就會占據(jù)人們投身于社會公共事務(wù)的時間。相關(guān)研究顯示使用傳統(tǒng)媒介，特別是電視進行娛樂的行為無利于現(xiàn)實的政治參與。（13）而使用互聯(lián)網(wǎng)來娛樂的行為也被發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致無利于現(xiàn)實的政治參與。（14）

對于中國的相關(guān)研究顯示，媒介使用與政治參與的關(guān)系是復(fù)雜的，會隨著不同時期而有所不同。例如，通過分析1993年和1994年的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，中國政府統(tǒng)一的新聞?wù)邔φ涡湃萎a(chǎn)生了負向影響，（15）不過唐文方則通過1999年六個城市的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國媒體的作用變得顯著，它在政治動員和提高政府支持度上變得更為有效（16）。為此，媒介使用究竟與城市居民的政治參與的關(guān)系如何呢？是否需要區(qū)分不同的媒介，以及不同的媒介使用對政治參與的影響呢？為此，提出以下一個問題：

問題1：媒介使用是如何影響城市居民的政治參與的？

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來自于中國綜合社會調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）項目2005年的調(diào)查數(shù)據(jù)（17），該數(shù)據(jù)由中國人民大學(xué)“中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心”負責收集，詳細信息和相關(guān)資料參見該中心官方網(wǎng)站，該數(shù)據(jù)是權(quán)威、公開和向研究者免費提供的。調(diào)查采用分層四階段概率抽樣方法，調(diào)查覆蓋了全國28個省/市/自治區(qū)125個縣級單位，整個樣本容量為10372人，其中城市樣本6098人，農(nóng)村樣本4274人，共有住戶成員情況、個人基本情況、家庭情況、心理健康、經(jīng)濟態(tài)度與行為評價、社區(qū)生活與治理、農(nóng)村治理七個模塊，本文使用的是城市樣本。

（二）變量

1.因變量

本文的因變量為政治參與，根據(jù)以往研究和采用數(shù)據(jù)的問卷設(shè)置，將政治參與分為三個維度：選舉政治參與、日常政治參與、抗爭性政治參與。

（1）選舉政治參與

本文的選舉政治參與分為居委會選舉和地方人大政治參與：

A：參與居委會選舉的投票狀況。采用CGSS調(diào)查問卷中“您在上一次的居民委員會選舉中有沒有投過票呢？（單選）”這一項問題來測量村民的投票參與狀況，在6098個有效樣本中回答“沒有”的有4453人，占73.0%；回答“有，但是因為鄉(xiāng)鎮(zhèn)或村干部要求才去的”的有1115人，占18.3%；回答“有，是自己自發(fā)/主動去的”的有530人，占8.7%。

B：參與地方人大選舉的投票狀況。采用CGSS調(diào)查問卷中“您在上一次的地方人民代表大會代表選舉中有沒有投過票呢？（單選）”來測量村民參與地方人大選舉的投票狀況，在6098個有效樣本個體中回答“沒有”的有4241人，占39.54%；回答“有，但是因為鄉(xiāng)鎮(zhèn)或村干部要求才去的”有1330人，占21.81%；回答“有，是自己自發(fā)/主動去的”有527人，占8.65%。

（2）日常政治參與

該問卷里的日常政治參與僅有對居民委員會關(guān)注的政治參與和對地方人大關(guān)注的政治參與兩個方面。

A：對居民委員會關(guān)注。對公共事務(wù)的關(guān)注是政治參與的前提，要對公共事務(wù)進行關(guān)注，才有可能參與其他的政治參與。為此，本文將對公共事務(wù)的關(guān)注作為測量日常政治參與的量度，采用CGSS調(diào)查問卷中“您對居民委員會日常工作和決策的關(guān)注程度是怎樣的呢？”來測量對居民委員會工作的日常政治參與。在6098個有效樣本個體中選擇“一點也不關(guān)注”863個，占14.2%；選擇“不太關(guān)注”1859個，占30.5%；選擇“一般”為2372，占38.9%；選擇“比較關(guān)注”831個，占13.6%；選擇“非常關(guān)注”173個，占2.8%。

B：對地方人大關(guān)注。采用CGSS調(diào)查問卷中“您對地方人大日常工作和決策的關(guān)注程度是怎樣的呢？”來測量對地方人大工作的日常政治參與。在6098個有效樣本個體中選擇“一點也不關(guān)注”780個，為12.8%；選擇“不太關(guān)注”1795個，占29.4%；選擇“一般”為2343，占38.4%；選擇“比較關(guān)注”1002個，占16.4%；選擇“非常關(guān)注”178個，占2.9%。

（3）抗爭性政治參與

有研究者把“與特定政治體制之下常規(guī)政治參與的規(guī)則和習慣不相符合的行為”定義為非傳統(tǒng)政治參與，（18）這些非傳統(tǒng)政治參與表現(xiàn)為簽名請愿書、聯(lián)合抵制活動、游行示威等，所以也稱為抗爭性政治參與。在自身的權(quán)利受到損害時，中國民眾往往采取抗爭性政治參與，來表達意見和獲得相關(guān)部門的協(xié)助解決。（19）在2005年的CGSS調(diào)查問卷中“您有沒有參加過以下活動呢？（每行單選）”的選擇支項為“自發(fā)性的愛國主義游行示威（包括抵制日貨之類的行動）”“個人上訪/請愿”“集體上訪/請愿”答案選項為“有”“沒有”，分別編碼為“1”“0”，將這三個分支選項的賦值加權(quán)為一個值，稱為“抗爭性政治參與”。在6098個有效樣本個體中5853個的“抗爭性政治參與”值為0，占96.0%；198個為1，占3.2%；43個2，占0.7%；4個為3，占0.1%。與選舉政治參與和日常政治參與這些國家安排的制度化政治參與不同的是，抗爭性政治參與屬于非制度化的政治參與。例如，即使是自發(fā)性的愛國主義游行示威，由于是自發(fā)而事前未經(jīng)批準，在中國也不屬于合法的游行示威；而上訪/請愿，尤其是集體上訪/請愿，在中國都是不受鼓勵的。

2.自變量

（1）社會經(jīng)濟地位。相關(guān)研究顯示，個人擁有的物質(zhì)資源、社會資源，如社會經(jīng)濟地位是決定其政治參與的重要因素之一，（20）也就是說，社會經(jīng)濟地位越高的個人，其政治參與水平就會越高。一般來說，教育程度越高越可能參與投票，收入水平越高也越可能參與投票（21）。本文將數(shù)據(jù)中的受教育程度重新劃分為小學(xué)及以下、初中水平、高中水平和大專及以上四個層次。收入狀況以問卷中個人年收入數(shù)據(jù)來測量，為了減輕收入分布的嚴重正向偏態(tài)狀況，將收入作自然對數(shù)轉(zhuǎn)換。

（2）政治身份。加入政治性組織是影響政治身份最重要的因素之一，中國共產(chǎn)黨是中國最主要的政治組織，本文以是否是黨員來測量政治身份狀況，黨員編碼為1，其他情況編碼為0。

（3）社會資本變量

本文社會資本變量的操作化定義分為三個部分：社會信任、社會參與網(wǎng)絡(luò)和互惠：

信任是社會資本的必不可少的組成部分。在一個共同體內(nèi)信任的水平越高，合作的可能性越大（22）。在數(shù)據(jù)中有測量村民對不同對象信任程度的問題：“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中，您覺得下列人士中可以信任的人多不多呢？（每行單選）”，選項包括：a.（近）鄰居；b.（城鎮(zhèn)的）遠鄰/街坊或（鄉(xiāng)村）鄰居以外的同村居民；c.同村的同姓人士；d.同村的非同姓人士；e.親戚；f.同事；g.交情不深的朋友/相識；h.老同學(xué)；i.在外地相遇的同鄉(xiāng)（以同市或同縣為界限）；j.一起參加文娛、健身、進修等業(yè)余活動的人士；k.一起參加宗教活動的人士；l.一起參加社會活動/公益活動的人士；m.陌生人”。由于問卷附注“被訪者如果是城鎮(zhèn)戶口，則無需回答c和d，直接將答案圈為‘不適用’”，為此在城鎮(zhèn)部分不分析c和d。答案選項是“絕大多數(shù)不可信、多數(shù)不可信、可信者與不可信者各半、多數(shù)可信、絕大多數(shù)可信”，分別編碼為1、2、3、4、5，缺省值為6，雖然有些項目缺失值較多，被訪者選6時仍作為缺失值處理，這符合原來數(shù)據(jù)的結(jié)果，也反映問卷的真實情況。用主成分分析法對這11個項目（不包括c和d）進行因子分析，共抽取出2個特征值大于1的因子，用最大方差法進行因子旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子成分矩陣如下表1所示。根據(jù)變量在不同因子上載荷量大小的不同，將社會信任的兩個因子分別命名為一般人信任因子、親戚朋友信任因子。因子分析的KMO值是0.852，Bartlett的球形度檢驗顯著性水平小于0.001，兩個因子總共解釋了54.2%的方差，見表1。

表1 旋轉(zhuǎn)后的社會信任因子分析

社會資本的第二個組成部分是社會參與網(wǎng)絡(luò)。在CGSS數(shù)據(jù)中，“在業(yè)余時間里，您有沒有在以下方面參加由您工作單位以外的社團組織（如俱樂部，沙龍，培訓(xùn)班，志愿團體，教會等）安排/進行的活動呢？（每行單選）”，其分支項為a.健身/體育活動；b.娛樂/文藝活動；c.同學(xué)/同鄉(xiāng)/同行聯(lián)誼活動；d.宗教信仰活動；e.有助于增進培養(yǎng)/教育子女能力的活動；f.有助于提高個人技能/技術(shù)的活動；g.公益/義務(wù)活動（如扶貧、社會救濟、賑災(zāi)、掃盲、環(huán)保等），然后將五個答案選項“一周一次、幾周一次、一月一次、一年幾次、從不”重新分別賦值5、4、 3、2、1，以特征值大于1為條件進行探索性因子分析，按照特征值大于1標準抽取出一個公共因子，命名為社會活動網(wǎng)絡(luò)因子。該因子分析的KMO值是0.809，Bartlett的球形度檢驗顯著性水平小于0.001，該因子解釋了41.68%的方差。

社會資本的第三個組成部分是互惠。這種互惠主要表現(xiàn)是居民之間的互助行為，而相互幫忙與相互之間的熟悉程度相關(guān)的，因此本文以居民之間的熟悉程度和互助行為來測量互惠。調(diào)查問卷中有“您和鄰居，街坊/同村其他居民互相之間的熟悉程度是怎樣的？（單選）”和“在日常生活中，您與您的鄰居，街坊/同村其他居民之間有互助行為嗎？（單選）”兩個問題。運用主成分因子分析法從兩個項目中提取一個公共因子，命名為互惠因子。該因子分析的KMO值是0.5，Bartlett的球形度檢驗顯著性水平小于0.001，該因子解釋了76.44%的方差。

（4）媒介使用變量

媒介使用變量組分為媒介使用時間和媒介使用里的新聞接觸兩變量：

A：媒介使用時間。該變量用CGSS數(shù)據(jù)中有“您在日常生活中從事下列活動的頻率是怎樣的呢？”其分支項為“a.看電視，b.閱讀報刊，c.瀏覽互聯(lián)網(wǎng)”來測量，其五個答案選項為“差不多每天、一周幾次、一周一次、一月一次、一年幾次、從不”重新分別賦值6、5、4、3、2、1。這里雖然測量的是頻率，但是頻率多了，自然總的使用時間就越長，因此也可稱為媒介使用時間。

B：媒介使用里的新聞接觸。該變量用CGSS數(shù)據(jù)中“在您看電視，閱讀報刊以及上網(wǎng)時，對于時事新聞（包括‘焦點訪談’之類的專題調(diào)查報告/報道）的關(guān)注程度是怎樣的呢？”來測量，其選項“一點也不關(guān)注、不太關(guān)注、一般、比較關(guān)注、非常關(guān)注”，其賦值分別為1、2、3、4、5。

（三）控制變量

除了以上自變量之外，本文在模型中還引入性別和年齡兩個控制變量。本文性別用虛擬變量表示，男性編碼為1，女性編碼為0。一般來說年齡對選舉參與是有關(guān)系的，但這種關(guān)系不是線性關(guān)系而是一種呈倒U的擬線性關(guān)系，即年輕人的參與率是較低的。隨著年齡的增長，參與率逐步增長，到四五十歲達到最高，六十歲以后逐步下降，（23）因此本文加入年齡和年齡的平方項作為控制變量之一，其中年齡的平方項除以100。

三、研究發(fā)現(xiàn)

本文的因變量選舉政治參與是一個三分類有序變量，日常政治參與是一個五分類有序變量，抗爭政治參與是一個四分類有序變量，而自變量和控制變量既包括連續(xù)性變量也包括有序和無序分類變量，因此采用序次邏輯斯蒂（Ordered Logistic）回歸模型對政治參與的影響因素進行分析。

第一，首先對因變量為選舉政治參與組（三分類有序變量）進行序次邏輯斯蒂回歸，得出表2。

表2 因變量為選舉政治參與組（三分類有序變量）的序次邏輯斯蒂回歸

上表顯示，在控制變量組中，對因變量居委會投票起正向顯著影響的是年齡（B＝0.090，P＜0.001），起負向顯著影響的是年齡平方（B＝-0.070，P＜0.01），也就是說，年齡對投票的影響也是相當顯著，不過這種影響不是線性的，而是擬線性的。年齡的標準回歸系數(shù)為正值，而年齡的系數(shù)平方為負值，這表明年齡對投票參與的影響呈倒“U”型，即年輕人自主投票率較低，然后逐漸增長，到中年人到頂點，到老年之后逐步下降。這一研究結(jié)論與以往大多數(shù)研究結(jié)論一致（24），在因變量為人大投票時，起正向顯著影響的是年齡（B＝0.100，P＜0.001），起負向顯著影響的是年齡平方（B＝-0.084，P＜0.001），其解釋如居委會投票一樣。另外，起正向顯著影響的還有教育水平的初中（B＝0.445，P＜0.01）和高中（B＝0.612，P＜0.001），也就是說，在人大投票中，與小學(xué)及以下學(xué)歷層次村民相比較而言，初中、高中教育水平村民參與積極性較高，但教育水平在大專則沒有顯示顯著影響。年收入自然對數(shù)對居委會投票（B＝0.190，P＜0.01）和地方人大投票（B＝0.155，P＜0.05）都起到顯著的正向影響，這顯示收入越高，就越可能投票。政治身份中的黨員對因變量居委會投票（B＝0.448，P＜0.01）和地方人大投票（B＝0.721，P＜0.001）也都起正向顯著影響。這是因為在我國現(xiàn)行政治體制下，黨員身份是一種重要的政治資源，一個居民如果是黨員，則在選舉過程中就會受到黨組織有力的政治動員，也會受到嚴格的紀律約束。

在社會資本變量組中，對因變量居委會投票起正向顯著影響的社會資本中的網(wǎng)絡(luò)因子（B＝0.293，P＜0.001）和互惠因子（B＝0.344，P＜0.001）；當因變量為地方人大投票是，起顯著正向影響的也是社會資本中的網(wǎng)絡(luò)因子（B＝0.251，P＜0.001）和互惠因子（B＝0.228，P＜0.001），

在媒介使用變量組中，媒介使用時間中僅有看電視時間（頻率）（B＝0.193，P＜0.05）對因變量居委會投票起顯著正向影響；而媒介使用里的新聞接觸對居委投票（B＝0.174，P＜0.01）和地方人大投票（B＝0.388，P＜0.001）都起顯著正向影響。

第二，其次對因變量為日常政治參與組（五分類有序變量）進行序次邏輯斯蒂回歸，得出表3。

上表顯示，在控制變量組中，對因變量居委會事務(wù)關(guān)注起顯著正向影響的是年齡（B＝0.044，P＜0.01）。當因變量為人大事務(wù)關(guān)注時，男性（B＝0.194，P＜0.05），年齡（B＝0.056，P＜0.001）起顯著正向影響，而起負向顯著影響的是年齡平方（B＝-0.042，P＜0.01）。

表3 因變量為日常政治參與組（五分類有序變量）的序次邏輯斯蒂回歸

在自變量組中，社會經(jīng)濟地位里的年收入自然對數(shù)（B＝0.131，P＜0.05）對因變量為居委會事務(wù)關(guān)注起正向顯著影響的，當因變量為人大事務(wù)關(guān)注，年收入自然對數(shù)（B＝0.139，P＜0.01）、教育水平初中（B＝0.251，P＜0.05）和高中（B＝0.316，P＜0.05）起正向顯著影響。這顯示，在城市里，社會經(jīng)濟地位高的，如教育、收入水平高的村民對居委會事務(wù)和人大事務(wù)都較為關(guān)注。對因變量居委會事務(wù)關(guān)注起正向顯著影響的還有政治身份中的黨員（B＝0.466，P＜0.001）；對人大事務(wù)關(guān)注的也是黨員身份（B＝0.380，P＜0.01），這顯示城市里的黨員的日常政治參與比較積極。

在社會資本變量組中，對因變量為居委會事務(wù)關(guān)注起正向顯著影響的有社會網(wǎng)絡(luò)因子（B＝0.151，P＜0.001）和互惠因子（B＝0.280，P＜0.001），對因變量為人大事務(wù)關(guān)注，起正向顯著影響的也是社會網(wǎng)絡(luò)因子（B＝0.112，P＜0.01）和互惠因子（B＝0.197，P＜0.001）。

在媒介使用變量組中，媒介使用里的新聞接觸對因變量居委會事務(wù)關(guān)注（B＝0.359，P＜0.001）和人大關(guān)注（B＝0.537，P＜0.001）都起正向顯著影響。

第三，對因變量為抗爭性政治參與組（四分類有序變量）進行序次邏輯斯蒂回歸，得出表4。

表4 因變量為抗爭性政治參與組（四分類有序變量）的序次邏輯斯蒂回歸

上表顯示，當因變量為抗爭性政治參與組（四分類有序變量）時，起正向顯著影響的僅有社會網(wǎng)絡(luò)因子（B＝0.521，P＜0.001）以及媒介使用里的新聞接觸（B＝0.281，P＜0.05），起負向顯著影響則是互惠因子（B＝-0.285，P＜0.01）。

四、結(jié)論與討論

對于城市居民來說，除了互惠因子對抗爭性政治參與起負向影響外，社會網(wǎng)絡(luò)因子和互惠因子對本文政治參與的各種形式，包括投票政治參與、日常政治參與抗爭性政治參與都起顯著的正向影響，假設(shè)1得到部分證實。胡榮（25）發(fā)現(xiàn)社會資本的各因素基本對居民的政治參與起積極的影響。本文擴展了以往的局部調(diào)查所得的結(jié)論，發(fā)現(xiàn)在全國城市樣本中，社會資本中的社會網(wǎng)絡(luò)因子和互惠因子對投票政治參與起正向顯著影響。不過要看到的是，在城市居民中，社會資本中的一般人信任因子和親戚朋友信任因子都沒有對政治參與的各種形式產(chǎn)生影響。而唐文方則通過2004年中國公民思想道德觀念狀況調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，中國公民信任（類似于本文的一般人信任因子）對政治興趣、政治效能感和參加志愿活動都沒有明顯的影響，而公民信任對參與社會活動起負向影響，而狹隘信任（類似于本文的親戚朋友信任因子）對民主和公民參政沒有推動作用（26）。可見，本文與唐文方的結(jié)論是一致的。

對于問題1，數(shù)據(jù)顯示，媒介使用里的新聞接觸對政治參與的各種形式都起顯著的正向影響。在過去的相關(guān)研究中，Shah（27）通過對美國的1998年和1999年的美國恒美廣告公司（DDB）生活方式研究數(shù)據(jù)的分析，他們發(fā)現(xiàn)只有以新聞信息獲取為目的的大眾媒介使用才會正向影響社會資本和市民參與，而以娛樂為目的的大眾媒介使用則會負向影響社會資本和市民參與。在本文中，利用中國的全國性的城市數(shù)據(jù)同樣證明，對新聞信息的接觸能夠正向顯著地影響其政治參與，也就是說，媒介使用里的新聞接觸在政治參與中擔任重要的正向影響。與農(nóng)村居民相比，中國的城市居民一般具有較高學(xué)歷，從事較少的體力勞動工作，這些都使其具有關(guān)注新聞信息的資源和能力，而這些又能更好的促進其政治參與。另外，在城市居民中，媒介使用時間中僅有電視的使用時間對居委會投票起正向影響，其他的媒介使用時間對各種政治參與形式均無影響。這表明，媒介使用里對城市公民的政治參與產(chǎn)生正向影響的是其新聞接觸情況，即關(guān)注新聞的程度，而不是媒介使用時間的長短。至此，問題1也得到解答。

本文的理論意義在于發(fā)現(xiàn)在中國這樣一個發(fā)展中的社會主義國家里，社會資本、媒介使用里的新聞接觸對于城市居民的政治參與起正向顯著的影響。本文擴展了對政治參與的影響因素的理解，顯示政治參與這一變量既受與人際傳播相關(guān)的社會資本影響，又與大眾傳播相關(guān)的新聞接觸相關(guān)，但與媒介使用時間基本不相關(guān)。

本文的現(xiàn)實價值在于，由于社會資本和媒介新聞接觸對城市居民政治參與的各種形式起正向顯著影響，因此政策制定者既可通過培育社會網(wǎng)絡(luò)、互惠、新聞宣傳來促進其投票政治參與、日常政治參與等制度化政治參與的發(fā)展。同時也要疏導(dǎo)抗爭性政治參與這些非制度化政治參與的發(fā)展，如建立更多的政治制度來適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展、滿足政治參與等現(xiàn)實需求，才能使非制度化政治參與走向制度化政治參與，從而通過有序政治參與來擴大政體的合法性和保持社會的穩(wěn)定。

本文有兩方面的不足：第一，盡管是由一次權(quán)威的、全國的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)得出來的結(jié)論，但僅一方面來說該數(shù)據(jù)僅屬于一次橫截面的數(shù)據(jù)，因此難以真正反映變量的因果關(guān)系，因此，未來的研究可將近幾年的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的數(shù)據(jù)進行一個系列、縱貫的研究，以尋找數(shù)據(jù)的可比性和變量之間的因果關(guān)系性。第二，由于是二手數(shù)據(jù)，變量的操作化難以根據(jù)研究者的需求進行細化。如政治參與和媒介使用的操作化如果可以更細化的話，得出的結(jié)論將會更為豐富，因此未來可以對這些變量進行更細的操作并進行一手的抽樣調(diào)查。

注釋：

① ［美］塞繆爾·P·亨廷頓、瓊·納爾遜：《難以抉擇——發(fā)展中國家的政治參與》，汪曉壽、吳志華、項繼權(quán)譯，華夏出版社1989年版，第5-7頁。

② Shi，T.J.Political Participation in Beijing.Cambridge：Harvard University Press.1997-8-15.

③ ［法］布爾迪厄：《布爾迪厄訪談錄——文化資本與社會煉金術(shù)》，包亞明譯，上海人民出版社1997年版，第202頁。

④ Putnam.R.D，Leonardi.R，Nanetti.R.Y.Making Democracy Work：Civic Traditions in Modern Italy.Princeton，NJ：Princeton University Press.1993.

⑤ 羅愛武：《公民自愿主義、社會資本與村民投票參與——基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)的Logistic回歸模型研究》，《社會科學(xué)論壇》，2011年第7期。

⑥ McLeod，J.M.，K.Daily，Z.Guo，W.P.Eveland Jr.，J.Bayer，S.Yang，S.and H.Wang.Community Integration，Local Media Use，and Democratic Processes.Communication Research，April 1996，23（3），pp.179-209；McLeod，J.M.，D.A.Scheufele and P.Moy.Community，Communication and Participation：The Role of Mass Media and Interpersonal Discussion in Local Political Participation.Political Communication，16（3），pp.315-336.

⑦ Scheufele，D，A.Examining Differential Gains from Mass Media and their Implications for Participatory Behavior.Communication Research，F(xiàn)ebruary 2002，vol.29，no.1，pp.46-65.

⑧ 仇學(xué)英：《傳播學(xué)跨學(xué)科發(fā)展的探索性研究報告——西部鄉(xiāng)村的大眾媒介傳播和農(nóng)民政治參與》，載《全球信息化時代的華人傳播研究：力量匯聚與學(xué)術(shù)創(chuàng)新——2003中國傳播學(xué)論壇暨CAC/CCA中華傳播學(xué)術(shù)研討會論文集（上冊）》，2004年。

⑨ 梁瑩：《媒體信任對公民政治參與意識之影響研究——基于南京市的實證調(diào)查》，《江淮論壇》，2008年第2期。

⑩ Cappella，Joseph N.＆Jamieson H.Kathleen.Spiral of Cynicism：The Press and the Public Good.Oxford：Oxford University Press.1997.

（11） Robinson，Michael J.Public Affairs Television and the Growth of Political Malaise：The Case of“The Selling of the Pentagon”.The American Political Science Review，vol.70，No.2（Jun.，1976）.pp.409-432.

（12） Putnam.R.D，Leonardi.R，Nanetti.R.Y.Making Democracy Work：Civic Traditions in Modern Italy.Princeton，NJ：Princeton University Press.1993.

（13） Besley，J.C.The Role of Entertainment Television and Its Interactions with Individual Values in Explaining Political Participation.The International Journal of Press/Politics，April 2006，vol.11，no.2.pp.41-63.

（14） Cho，J.，Rojas，H.，＆Shah，D.V.Social Capital and Media.In K.Christensen＆D.Levinson（Eds.）.Encyclopedia of Community：From the Village to the Virtual World.Thousand Oaks，CA：Sage.pp.1291-1295.

（15） Chen X，Shi T.Media Effects on Political Confidence and Trust in the People’s Republic of China in the Post-Tiananmen Period.East Asia，September 2001，vol.19，issue 3.pp.84-118.

（16）（26） ［美］唐（Tang.W.F）：《中國民意與公民社會》，胡贛棟、張東鋒譯，中山大學(xué)出版社2008年版，第84、102-103頁。

（17） 本論文使用數(shù)據(jù)全部來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中主持之《中國綜合社會調(diào)查（CGSS）》項目。作者感謝此機構(gòu)及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本論文內(nèi)容由作者自行負責。

（18） Barnes，Samuel H，Kaase，Max.Political Action：Mass participation in Five Western Democracies.Sage Publications，Beverly Hills.1979.

（19） 李駿：《住房產(chǎn)權(quán)與政治參與：中國城市的基層社區(qū)民主》，《社會學(xué)研究》，2009年第5期。

（20） Jacobs，L.R.，Cook，F(xiàn).L.，＆Delli Carpini，M.X.Talking Together：Public Deliberation and Political Participation in America.Chicago，IL：University of Chicago Press.2009.

（21） Conway，M.M.Political Participation in the United States（2nd ed.）.Washington DC：CQ Press.1991.pp.21-25.

（22） ［美］羅伯特D.帕特南：《使民主運轉(zhuǎn)起來》，王列、賴海榕譯，江西人民出版社2001年版，第195-200頁。

（23） Verba，SidneyandNie.NormanH.ParticipationinAmerica：PoliticalDemocracyandSocialEquality.NewYork：Harperand Row.1972.p.141，p.47.

（24） 胡榮：《社會資本與中國農(nóng)村居民的地域性自主參與——影響村民在村級選舉中參與的各因素分析》，《社會學(xué)研究》，2006年第2期；郭正林：《當代中國農(nóng)民政治參與的程度、動機及社會效應(yīng)》，《社會學(xué)研究》，2003年第3期。

（25） 胡榮：《社會資本與城市居民的政治參與》，《社會學(xué)研究》，2008年第5期。

（27） Shah，D.V.，Kwak，N.，＆Holbert，R.L.“Connecting”and“Disconnecting”with Civic Life：Patterns of Internet Use and the Production of Social Capital.Political Communication，18（2），2001.pp.141-162.

（作者系暨南大學(xué)新聞與傳播學(xué)院副教授，中國人民大學(xué)新聞學(xué)院博士研究生）

【責任編輯：劉 俊】

*本文系教育部人文社會科學(xué)研究基金青年項目“互聯(lián)網(wǎng)使用時間、使用方式對現(xiàn)實政治參與的影響”（項目編號：12YJC860052）的研究成果。