宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響及其機(jī)制
——基于CGSS 2010數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

易承志

(華東政法大學(xué) 政治學(xué)與公共管理學(xué)院，上海 201620)

YI Cheng-zhi

(East China University of Political Science and Law, School of Political Science and Public Administration, Shanghai 201620, China)

宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響及其機(jī)制
——基于CGSS 2010數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

易承志

(華東政法大學(xué) 政治學(xué)與公共管理學(xué)院，上海 201620)

現(xiàn)有研究對(duì)宗教信仰與集體行動(dòng)參與之間的關(guān)系存在著爭(zhēng)議。宗教信仰是否會(huì)促進(jìn)個(gè)體的集體行動(dòng)參與?如果是的話，背后的機(jī)制是什么？本文基于CGSS 2010的調(diào)查數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗(yàn)上估計(jì)了宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰傾向?qū)w行動(dòng)參與沒有顯著的影響，而宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與則有顯著正向影響。也就是說，僅僅具有宗教信仰但不參與宗教活動(dòng)并不會(huì)對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生顯著的影響，而基于宗教信仰的宗教活動(dòng)參與則會(huì)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。分別對(duì)城市與農(nóng)村兩個(gè)樣本進(jìn)行驗(yàn)證，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與的影響仍然不變。進(jìn)一步的分析證實(shí)了宗教信仰行為影響集體行動(dòng)參與程度的剝奪效應(yīng)，但未能證實(shí)動(dòng)員效應(yīng)、賦能效應(yīng)和信任效應(yīng)。研究結(jié)果表明，宗教信仰行為之所以對(duì)集體行動(dòng)參與存在著顯著的正向影響，可能在于宗教信仰有助于強(qiáng)化信仰者的被剝奪感知，從而通過剝奪效應(yīng)的渠道促進(jìn)了集體行動(dòng)參與程度。

宗教信仰傾向 宗教信仰行為 集體行動(dòng)參與

世俗化理論認(rèn)為，伴隨著現(xiàn)代化進(jìn)程中的政教分離，宗教將逐漸退回私人領(lǐng)域，在政治中的作用將不斷降低。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society(New York: Macmillan, 1967)35; Kenneth D.Wald, Dennis E. Owen, and Samuel S. Hill. “Churches as Political Communities,” American Political Science Review 2(1988)： 531-548.然而，1970年代以來，宗教不僅沒有像世俗化理論支持者預(yù)期的那樣在現(xiàn)代化社會(huì)中逐漸消失，反而在全球大多數(shù)國家取得了更大的影響力。*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger， “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.近年來，中國的宗教信仰也經(jīng)歷了迅速的發(fā)展，信教比例快速上升，出現(xiàn)了“宗教熱”的現(xiàn)象。*中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)始于2003年，是中國最早開始的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。數(shù)據(jù)可以開放獲取，參見http://www.chinagss.org/。根據(jù)中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS )的數(shù)據(jù), 2006年、2008年、2010年、2012年中國有宗教信仰者的比重分別為13.29%、9.45%、12.91%、14.67%。*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《信仰的力量：宗教有利于創(chuàng)業(yè)嗎?》，《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第3期。與此同時(shí)，隨著中國社會(huì)轉(zhuǎn)型的深入和社會(huì)矛盾的凸顯，各類集體行動(dòng)呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，*李秀玫、黃榮貴、桂勇：《城市居民的休閑活動(dòng)與個(gè)人集體行動(dòng)傾向——基于 CGSS2006數(shù)據(jù)的分析》，《社會(huì)學(xué)評(píng)論》2014年第3期。并且日益成為影響社會(huì)穩(wěn)定與和諧的突出問題。*吳祖興、董志強(qiáng)：《感知的不公平如何影響群體事件參與——基于 CGSS 數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究》，《廣東社會(huì)科學(xué)》2014年第6期。學(xué)術(shù)界已經(jīng)從利益沖突、相對(duì)剝奪感等視角嘗試對(duì)影響國內(nèi)集體行動(dòng)參與的原因進(jìn)行了解釋，然而，現(xiàn)有研究還很少論及宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響。本文試圖從經(jīng)驗(yàn)證據(jù)上考察如下問題: 宗教信仰是否會(huì)導(dǎo)致個(gè)體更加積極地參與到集體行動(dòng)之中? 如果是的話，背后的機(jī)制是什么？研究和回答上述問題對(duì)于我國建設(shè)和諧社會(huì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

為了彌補(bǔ)已有研究的不足，本文利用2010年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(Chinese General Social Survey 2010，以下簡(jiǎn)稱CGSS 2010)考察宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響及其形成機(jī)制。下文的結(jié)構(gòu)如下：第一部分對(duì)集體行動(dòng)的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行一個(gè)簡(jiǎn)要的梳理；第二部分是理論分析與研究假設(shè)；第三部分介紹宗教信仰影響集體行動(dòng)參與的數(shù)據(jù)和變量設(shè)計(jì)；第四部分是宗教信仰影響集體行動(dòng)參與的模型設(shè)定和數(shù)據(jù)分析結(jié)果；最后是本文的結(jié)論部分。

一、研究綜述

(一)集體行動(dòng)參與的影響因素

集體行動(dòng)也被稱為“集體抗?fàn)帯?、“群體性事件”、“社會(huì)沖突”、“社會(huì)運(yùn)動(dòng)” 等，*魏萬青：《情感、 理性、 階層身份：多重機(jī)制下的集體行動(dòng)參與——基于CGSS 2006數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《社會(huì)學(xué)評(píng)論》2015年第3期。描述的是由多個(gè)個(gè)體參與的、具有一定社會(huì)沖突性的群體聚集行為。這樣的行為由于短時(shí)間內(nèi)的人群聚集性、訴求目標(biāo)和行為表現(xiàn)的沖突性往往會(huì)對(duì)社會(huì)正常行為或秩序造成負(fù)面影響，因而一般受到政府的規(guī)制。伴隨著中國社會(huì)轉(zhuǎn)型期集體行動(dòng)現(xiàn)象的增多，集體行動(dòng)參與的影響因素也受到了研究者越來越多的關(guān)注，現(xiàn)有文獻(xiàn)分析了單位制、利益表達(dá)、政治信任、效能感、情感、理性與階層等因素對(duì)個(gè)體參與集體行動(dòng)的影響。*馮仕政：《單位分割與集體抗?fàn)帯?，《社?huì)學(xué)研究》2007年第3期；王金紅、黃振輝：《制度供給與行為選擇的背離——珠江三角洲地區(qū)農(nóng)民工利益表達(dá)行為的實(shí)證分析》，《開放時(shí)代》2008年第3期；韓志明：《利益表達(dá)、資源動(dòng)員與議程設(shè)置——對(duì)于“鬧大”現(xiàn)象的描述性分析》，《公共管理學(xué)報(bào)》2012年第2期；謝秋山、許源源：《“央強(qiáng)地弱”政治信任結(jié)構(gòu)與抗?fàn)幮岳姹磉_(dá)方式——基于城鄉(xiāng)二元分割結(jié)構(gòu)的定量分析》，《公共管理學(xué)報(bào)》2012年第4期；魏萬青：《情感、 理性、 階層身份：多重機(jī)制下的集體行動(dòng)參與——基于CGSS 2006數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《社會(huì)學(xué)評(píng)論》2015年第3期；謝秋山、陳世香：《政治效能感與抗?fàn)幮岳姹磉_(dá)方式——基于CGSS 2010的定量研究》，《甘肅行政學(xué)院學(xué)報(bào)》2014年第3期。實(shí)際上，已有研究關(guān)于集體行動(dòng)參與的影響因素可以歸納為客觀和主觀兩個(gè)層面，前者包括制度、利益等因素，后者包括公平感、信任感等文化心理因素。例如，俞志元基于對(duì)三個(gè)健康領(lǐng)域集體性抗?fàn)幇咐姆治觯l(fā)現(xiàn)集體行動(dòng)組織的能力、使用策略、訴求和政治機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)集體行動(dòng)的結(jié)果產(chǎn)生了影響。*俞志元：《集體性抗?fàn)幮袆?dòng)結(jié)果的影響因素——一項(xiàng)基于三個(gè)集體性抗?fàn)幮袆?dòng)的比較研究》，《社會(huì)學(xué)研究》2012年第3期。上述因素更多涉及影響集體行動(dòng)參與的客觀因素。文化心理等主觀因素對(duì)集體行動(dòng)參與的影響也為研究者所重視。格爾(Gurr)從相對(duì)剝奪感的視角，認(rèn)為感受相對(duì)剝奪所形成的不公平感是個(gè)體參與集體行動(dòng)的一個(gè)基本心理因素。*Ted Gurr， Why Men Rebel (Princeton: Princeton University Press， 1970).李連江的研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)民對(duì)中央政府的高度信任及對(duì)地方政府的較低信任，促使農(nóng)民參與表現(xiàn)為集體上訪、抗稅等形式的集體行動(dòng)。*Lianjiang Li, “Political trust in rural China,” Modern China 3.2(2004): 228-258.芬克爾(Finkel)等對(duì)個(gè)人影響力感知與集體政治行動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為對(duì)個(gè)人影響公共產(chǎn)品供給感知能力越強(qiáng)的人越有可能參與集體政治行動(dòng)，不管這些集體政治行動(dòng)是不是合法的。*Steven E.Finkel, Edward N. Muller, and Karl-Dieter Opp，“Personal Influence, Collective Rationality, and Mass Political Action,” American Political Science Review 83.3(1989): 885-903.從現(xiàn)有文獻(xiàn)的分析來看，研究者在繼續(xù)關(guān)注客觀因素影響集體行動(dòng)參與的同時(shí)，對(duì)影響集體行動(dòng)參與的主觀因素給予了越來越多的重視。

(二)宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響

宗教信仰作為集體行動(dòng)參與的一個(gè)可能影響因素，既包括主觀的宗教信仰傾向，又包括客觀的宗教信仰行為。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society (New York: Macmillan, 1967) 25; Frederick C.Harris, “Something within: Religion as a Mobilizer of African-American Political Activism,” Journal of Politics 56.1(1994): 42-68.國外研究者對(duì)宗教信仰與集體行動(dòng)之間關(guān)系的研究已經(jīng)有了較多的成果。然而，對(duì)于宗教信仰與集體行動(dòng)之間的具體關(guān)系，仍然存在著爭(zhēng)議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，宗教信仰對(duì)集行動(dòng)起到緩和與鎮(zhèn)靜作用，減少了集體行動(dòng)參與。*Gary T.Marx, Protest and Prejudice (New York: Harper & Row, 1967)105.另外一種與之針鋒相對(duì)的觀點(diǎn)認(rèn)為，宗教是影響集體行動(dòng)參與的重要因素。例如，亨廷頓不僅斷定宗教信仰的差異會(huì)造成宏觀層面不同文明之間的沖突，*塞繆爾·亨廷頓，周琪等譯：《文明的沖突與世界秩序的重建》，北京：新華出版社，1998年，第199頁。而且認(rèn)為宗教信仰是微觀層面?zhèn)€體參與集體行動(dòng)的重要影響因素。*塞繆爾·P.亨廷頓，王冠華、劉為等譯：《變化社會(huì)中的政治秩序》，北京：生活·讀書·新知三聯(lián)書店，1989年，第36頁。庫爾科娃(Kulkova)的研究發(fā)現(xiàn)，與主觀的宗教信仰傾向相比，客觀的宗教信仰行為能夠更好地預(yù)測(cè)集體行動(dòng)參與，參與宗教活動(dòng)越頻繁，參與集體行動(dòng)也往往越積極。*Anna Y.Kulkova,“Religiosity and Political Participation in Contemporary Russia: A Quantitative Analysis” (December 3, 2014), Higher School of Economics Research Paper, No. WP BRP 20/PS/2014.pp.1-26.哈里斯(Harris)對(duì)非裔美國人集體行動(dòng)參與的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與發(fā)揮了組織和心理動(dòng)員的作用。*Frederick C.Harris, “Something within: Religion as a Mobilizer of African-American Political Activism,” Journal of Politics 56.1(1994): 42-68.還有一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)沒有顯著的影響。例如，科利爾與赫夫勒(Collier & Hoeffler)的研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰上的分化對(duì)國內(nèi)沖突并沒有顯著的影響。*Paul Collier, and Anke Hoeffler, “Greed and Grievance in Civil War,” Oxford Economic Papers 56.4(2004): 563-595.近年來，隨著中國“宗教熱”現(xiàn)象的出現(xiàn)，研究者也開始關(guān)注到宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響，然而在具體觀點(diǎn)上同樣存在分歧。一種觀點(diǎn)支持宗教信仰會(huì)減少集體行動(dòng)參與。該觀點(diǎn)認(rèn)為宗教教義提倡寬容、忍讓，信仰宗教相對(duì)于不信仰宗教會(huì)提升對(duì)社會(huì)的容忍程度，進(jìn)而會(huì)降低集體行動(dòng)的參與。*阮榮平、孫永生：《社區(qū)宗教性與村民沖突——基于河南嵩縣40村的調(diào)查分析》，《中國人民公安大學(xué)學(xué)報(bào)》(社會(huì)科學(xué)版)2012年第1期。另一種與之相對(duì)的觀點(diǎn)則認(rèn)為宗教信仰會(huì)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。阮榮平、鄭風(fēng)田和劉力運(yùn)用2006年CGSS數(shù)據(jù)對(duì)宗教信仰與社會(huì)沖突之間關(guān)系的分析發(fā)現(xiàn)，有宗教信仰者相對(duì)于沒有宗教信仰者產(chǎn)生冤屈情緒、參與集體行動(dòng)的概率更高。*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《宗教信仰與社會(huì)沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》2014年第1期。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為宗教信仰與集體行動(dòng)參與之間的關(guān)系并不是十分確定的。劉明興等人對(duì)全國抽樣數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，宗教對(duì)村民參與集體行動(dòng)具有一定的動(dòng)員作用，那些宗教類組織較多的村莊更可能發(fā)生10人以上、20人以上的群體性上訪，但這種動(dòng)員效應(yīng)并不十分穩(wěn)定，宗教組織也可能發(fā)育為“糾調(diào)社團(tuán)”，在維護(hù)村莊社會(huì)穩(wěn)定方面發(fā)揮積極主動(dòng)的作用。*劉明興、劉永東、陶郁、陶然：《中國農(nóng)村社團(tuán)的發(fā)育、糾紛調(diào)解與群體性上訪》，《社會(huì)學(xué)研究》2010年第6期。陶郁和劉明興的比較案例分析證實(shí)，宗教組織只有兼具自主性與嵌入性，才能同時(shí)獲得群眾認(rèn)可和基層政府認(rèn)可而具有“交疊權(quán)威”，從而通過調(diào)解糾紛來消解集體沖突和降低集體抗?fàn)帯?陶郁、劉明興：《群眾社團(tuán)與農(nóng)村基層沖突治理》，《政治學(xué)研究》2014年第1期。盡管現(xiàn)有研究已經(jīng)對(duì)宗教信仰與集體行動(dòng)參與之間的關(guān)系進(jìn)行了一些有意義的探索，但系統(tǒng)的研究仍然較少，*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger, “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.而且已有研究對(duì)于兩者的具體關(guān)系仍然存在爭(zhēng)議。不過，總體說來，多數(shù)研究?jī)A向于支持宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與有促進(jìn)作用。

二、理論分析和研究假設(shè)

研究者對(duì)宗教信仰影響集體行動(dòng)參與的方向與機(jī)制進(jìn)行了一定的理論概括工作。哈森克萊維爾與里特伯格(Hasenclever & Rittberger)將宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)的影響區(qū)分為根源論、工具論和建構(gòu)論三種解釋框架。根源論將不同宗教信仰之間的差異看成是造成集體行動(dòng)的主要因素；工具論認(rèn)為宗教信仰分歧可能會(huì)加劇集體行動(dòng)，但集體行動(dòng)很少由宗教信仰差異造成；建構(gòu)論則認(rèn)為集體行動(dòng)是政治企業(yè)家建構(gòu)合法性與動(dòng)員的產(chǎn)物。*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger, “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.上述三種解釋框架都認(rèn)同宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與有正向影響。阮榮平、鄭風(fēng)田和劉力將宗教對(duì)集體行動(dòng)的作用概括為冤屈效應(yīng)和組織效應(yīng)，其中冤屈效應(yīng)認(rèn)為宗教通過對(duì)冤屈情緒的影響進(jìn)而影響集體行動(dòng)參與，而組織效應(yīng)認(rèn)為集體行動(dòng)的組織是有成本的，宗教因?yàn)榻M織成本較低而會(huì)對(duì)集體行動(dòng)產(chǎn)生相應(yīng)的影響。*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《宗教信仰與社會(huì)沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》2014年第1期。上述兩種解釋方式也都承認(rèn)宗教信仰會(huì)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。阮榮平和孫永生將宗教對(duì)集體行動(dòng)參與的影響區(qū)分為情緒效應(yīng)、閾值效應(yīng)和協(xié)調(diào)效應(yīng)，其中情緒效應(yīng)認(rèn)為宗教信仰通過增加沖突情緒對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生正向影響，閾值效應(yīng)認(rèn)為宗教通過提高沖突情緒閾值對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)向影響，協(xié)調(diào)效應(yīng)認(rèn)為宗教通過增加沖突協(xié)調(diào)機(jī)制的可獲得性對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)向影響。*阮榮平、孫永生：《社區(qū)宗教性與村民沖突——基于河南嵩縣40村的調(diào)查分析》，《中國人民公安大學(xué)學(xué)報(bào)》(社會(huì)科學(xué)版)2012年第1期。從上述分析可以看出，研究者對(duì)宗教信仰影響集體行動(dòng)參與的方向和路徑都存在著不同意見，但較多研究者支持宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的正向影響之觀點(diǎn)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：H1.宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與有促進(jìn)作用。

基于我們對(duì)宗教信仰與集體行動(dòng)參與關(guān)系的分析，綜合現(xiàn)有研究對(duì)宗教信仰促進(jìn)集體行動(dòng)參與機(jī)制的分析，我們認(rèn)為，宗教信仰可能通過為有宗教信仰者提供動(dòng)員結(jié)構(gòu)、增強(qiáng)信仰者內(nèi)在效能感、提供信任網(wǎng)絡(luò)以及增強(qiáng)被剝奪感知四條渠道而促進(jìn)集體行動(dòng)參與。本文將上述四條渠道分別稱為宗教信仰的動(dòng)員效應(yīng)、賦能效應(yīng)、信任效應(yīng)和剝奪效應(yīng)，并分別提出以下假設(shè)：

宗教信仰的動(dòng)員效應(yīng)是指宗教組織為信眾提供了信仰場(chǎng)所，能夠充當(dāng)動(dòng)員的結(jié)構(gòu)進(jìn)而提高其集體行動(dòng)參與的概率。不同宗教在組織性方面存在較大不同，西方宗教的組織性較強(qiáng)，而中國傳統(tǒng)宗教則往往較為分散。*楊慶堃，范麗珠等譯：《中國社會(huì)中的宗教：宗教的現(xiàn)代社會(huì)功能與其歷史因素之研究》，上海：上海人民出版社，2006年，第269頁。宗教的組織性越強(qiáng)，那么動(dòng)員效應(yīng)也越強(qiáng)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：H2.宗教信仰通過動(dòng)員效應(yīng)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。

宗教信仰的賦能效應(yīng)是指宗教信仰能夠通過增強(qiáng)信眾的內(nèi)在效能感進(jìn)而提高其集體行動(dòng)參與的概率。宗教信仰越虔誠，越有可能通過內(nèi)在效能感而促進(jìn)其集體行動(dòng)參與。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：H3.宗教信仰通過賦能效應(yīng)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。

宗教信仰的信任效應(yīng)是指宗教信仰為信眾提供了信任網(wǎng)絡(luò)，能夠增強(qiáng)信眾對(duì)其他參與者的信任進(jìn)而提高其集體行動(dòng)參與的概率。宗教信仰越虔誠，越有可能通過信任網(wǎng)絡(luò)而促進(jìn)其集體行動(dòng)參與。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：H4.宗教信仰通過信任效應(yīng)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。

宗教信仰的剝奪效應(yīng)是指宗教信仰能夠通過增強(qiáng)信眾的被剝奪感知進(jìn)而提高其集體行動(dòng)參與的概率。宗教信仰越虔誠，越有可能強(qiáng)化自身的被剝奪經(jīng)歷，而促進(jìn)其集體行動(dòng)參與。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：H5.宗教信仰通過剝奪效應(yīng)促進(jìn)集體行動(dòng)參與。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)開展的2010年中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS 2010)。本次調(diào)查采用多階分層概率抽樣設(shè)計(jì)，其調(diào)查點(diǎn)覆蓋了中國內(nèi)地所有省級(jí)行政單位，一共抽取480個(gè)村/居委會(huì)，覆蓋12000個(gè)家庭，共獲得有效調(diào)查樣本11875個(gè)。在此基礎(chǔ)上，剔除相關(guān)的重要變量存在缺失值的樣本，本研究最終得到符合需要的樣本8864個(gè)。

(二)變量設(shè)計(jì)

1. 因變量

本研究將集體行動(dòng)參與設(shè)置為因變量。對(duì)集體行動(dòng)參與，調(diào)查問卷中對(duì)應(yīng)的問題是：“在這些(群體性)活動(dòng)或行動(dòng)(如聯(lián)合抵制不合理收費(fèi)、串聯(lián)起來反對(duì)征地或拆遷、集體抵制某些項(xiàng)目的上馬、集體請(qǐng)?jiān)浮⒓w上訪、集體罷工、集會(huì)、游行、示威)中，您是否擔(dān)任過以下角色”。該問題對(duì)應(yīng)的回答選項(xiàng)包括：“組織者”、“親自參與活動(dòng)”、“未參與活動(dòng)，但提供了物質(zhì)支持”、“未參與活動(dòng)，但提供了道義支持”、“其他”、“從未參與”。本研究將其重組為“親自參與活動(dòng)”、“未參與活動(dòng)，但提供了支持”、“從未參與”三個(gè)層次，賦值分別為1-3?？紤]到回答為“組織者”的觀察值很少，回答為“其他”的觀察值也非常少，且內(nèi)容不夠清晰，本研究將“組織者”并入“親自參與活動(dòng)”一組，將“其他”設(shè)為缺失值。這是一個(gè)三層次的有序變量。

2. 核心解釋變量

本研究的核心解釋變量是宗教信仰。借鑒現(xiàn)有研究的做法，本文將宗教信仰分為主觀的宗教信仰傾向與客觀的宗教信仰行為兩個(gè)方面。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society (New York: Macmillan, 1967)25.衡量宗教信仰是否虔誠，不僅需要測(cè)量宗教信仰傾向方面是否具有宗教信仰，而且需要測(cè)量宗教活動(dòng)的參與頻率。對(duì)于有宗教信仰者而言，宗教活動(dòng)參與越頻繁，宗教信仰越虔誠?；诖耍P(guān)于宗教信仰，本研究首先測(cè)量受訪者宗教信仰傾向，構(gòu)建一個(gè)二分虛擬變量，有宗教信仰賦值為1，否則為0。在此基礎(chǔ)上，對(duì)于有宗教信仰的受訪者，CGSS 2010根據(jù)信仰宗教的類別將其宗教信仰分為佛教、道教、民間信仰(拜媽祖、關(guān)公等)、回教/伊斯蘭教、天主教、基督教、東正教、其他基督教、猶太教、印度教及其他10類?？紤]到一些宗教信仰的觀測(cè)值缺失或非常少，以及宗教類別之間的相似性，本研究將信教類別重組為佛教、道教與民間信仰、回教/伊斯蘭教、天主教與基督教等4個(gè)類別,分別賦值為1-4，構(gòu)建一個(gè)類別變量，即信教類別Ⅰ。另外，鑒于中國宗教信仰與西方宗教信仰的組織性相比具有突出的分散性特征，*楊慶堃，范麗珠等譯：《中國社會(huì)中的宗教：宗教的現(xiàn)代社會(huì)功能與其歷史因素之研究》，上海：上海人民出版社，2006年，第269頁?？紤]到民間信仰不需要依托具體的組織和場(chǎng)所，較好地反映了分散性宗教信仰的特征，而其他宗教信仰則依托特定的組織和宗教場(chǎng)所，故此借鑒阮榮平、鄭風(fēng)田和劉力本的做法，*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《宗教信仰與社會(huì)沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》2014年第1期。本研究構(gòu)建了信教類別Ⅱ，將民間信仰賦值為0，其他宗教賦值為1。對(duì)于宗教活動(dòng)參與，調(diào)查問卷中對(duì)應(yīng)的問題是：“您參加宗教活動(dòng)的頻繁程度是”。在問卷中該問題的回答選項(xiàng)包括：“從來沒有參加過”、“一年不到1次”、“一年大概1到2次”、“一年幾次”、“大概一月1次”、“一月2到3次”、“差不多每周都有”、“每周都有”、“一周幾次”，賦值分別為1-9分。本文根據(jù)上述9個(gè)等次的得分構(gòu)建一個(gè)連續(xù)變量：

3. 控制變量

已有研究表明，除了宗教信仰外，一些人口經(jīng)濟(jì)學(xué)特征、心理因素、政治身份因素也會(huì)對(duì)公眾的集體行動(dòng)參與產(chǎn)生影響。為此，本研究納入了以下幾個(gè)方面的控制變量：

(1)人口經(jīng)濟(jì)學(xué)特征。參考同類研究的做法，本研究控制了性別、年齡、年齡平方、受教育年限、個(gè)人年收入、政治面貌等因素。本研究設(shè)置性別為虛擬變量，男性為1，否則為0；年齡為受訪者的實(shí)際年齡數(shù)；受教育年限重組為“小學(xué)及以下”、“初中”、“高中及以上”三個(gè)組別，分別賦值為1-3分；個(gè)人年收入為受訪者個(gè)人去年全年的總收入。為糾正收入的偏態(tài)分布以及減少極端值的干擾，在計(jì)量分析中，本文對(duì)收入取對(duì)數(shù)值。

(2)政治心理因素。包括政治信任、社會(huì)信任、公平感、內(nèi)在效能感在內(nèi)的心理因素被視為與政治參與之間有著密切的關(guān)聯(lián)。關(guān)于政治信任，CGSS 2010問卷中有一組有關(guān)信任區(qū)隔的態(tài)度測(cè)試題，本文選擇其中的三個(gè)題目進(jìn)行測(cè)量，分別體現(xiàn)的是對(duì)“法院和司法系統(tǒng)”、“中央政府”和“地方政府”的信任程度。對(duì)上述機(jī)構(gòu)的信任體現(xiàn)了對(duì)政治體系的信任。問卷中的回答選項(xiàng)包括：“完全不同意”、 “比較不同意”、 “無所謂同意不同意”、 “比較同意”、“完全同意”，賦值分別為1-5。社會(huì)信任通過受訪者是否同意“總的來說，您是否同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”來測(cè)量。問卷中的回答選項(xiàng)包括：“完全不同意”、 “比較不同意”、 “無所謂同意不同意”、 “比較同意”、“完全同意”，賦值分別為1-5。本研究在此基礎(chǔ)上將其重組為“不信任”、“不清楚”、“信任”三個(gè)類別，賦值分別為1-3。類似地，公平感通過受訪者是否同意“總的來說，您認(rèn)為當(dāng)今的社會(huì)是不是公平的？”來測(cè)量。問卷中的回答選項(xiàng)包括：“完全不公平”、 “比較不公平”、 “居中”、 “比較公平”、“完全公平”，賦值分別為1-5。本研究在此基礎(chǔ)上將其重組為“不公平”、“居中”、“公平”三個(gè)類別，賦值分別為1-3。

對(duì)內(nèi)在效能感，問卷中有三個(gè)問題與之對(duì)應(yīng)，分別詢問受訪者是否同意“政府的工作太復(fù)雜，像我這樣的人很難明白”、“我覺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”。問卷中的回答選項(xiàng)包括：“完全不同意”、 “比較不同意”、 “無所謂同意不同意”、 “比較同意”、“完全同意”。賦值分別為1-5。本文首先重新對(duì)第一個(gè)問題進(jìn)行反向賦值，使得賦值方向與另外兩個(gè)問題保持一致，然后將受訪者在上述三個(gè)問題的回答得分相加后除以3，得出受訪者在內(nèi)在效能感上的1-5之間13個(gè)等次的得分，構(gòu)建出一個(gè)新的變量“內(nèi)在效能感”。

(3)政治身份因素。政治身份因素在問卷中對(duì)應(yīng)的是政治面貌。政治面貌為虛擬變量，其中中共黨員為1，否則為0。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究對(duì)各種變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，以便有一個(gè)概括性了解，具體的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

從統(tǒng)計(jì)數(shù)字來看，提供了物質(zhì)或道義支持但未參與身邊發(fā)生的集體行動(dòng)的受訪者比例為9.02%，親自參與的比例為18.13%，如果將向集體行動(dòng)提供物質(zhì)或道義支持也視為參與集體行動(dòng)，那么參與的比例為27.15%，應(yīng)該說這個(gè)參與比例是不低的。再來看宗教信仰，有宗教信仰的受訪者比例為12.03%，*此處有宗教信仰者的比例與前面的統(tǒng)計(jì)數(shù)字不一樣，是因?yàn)檫@里刪除了重要變量存在缺失值的樣本。其中信仰佛教、道教與民間信仰、回教/伊斯蘭教、基督教/天主教的比例分別為4.88%、2.43%、2.48%、2.23%，說明在各種宗教信仰類別中佛教的信仰比例最高。就政治信任來說，受訪者對(duì)司法系統(tǒng)的信任比例為73.28%(含完全信任或比較信任)，對(duì)中央政府的信任程度高達(dá)89.91%(含完全信任或比較信任)，遠(yuǎn)高于對(duì)地方政府的信任程度64.93%(含完全信任或比較信任)。這與許多研究者的發(fā)現(xiàn)是一致的。*Liangjiang Li, “Political Trust in Rural China．Modern China，” 30.2(2004): 228-258；胡榮、胡康、溫瑩瑩：《社會(huì)資本、政府績(jī)效與城市居民對(duì)政府的信任》，《社會(huì)學(xué)研究》2011年第1期；李艷霞：《何種信任與為何信任?——當(dāng)代中國公眾政治信任現(xiàn)狀與來源的實(shí)證分析》，《公共管理學(xué)報(bào)》2014年第2期。表1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果也顯示，受訪者的內(nèi)在效能感均值為2.5561，介于“比較不同意”與“無所謂同意不同意”自己有能力影響政治之間，這說明受訪者的內(nèi)在效能感比較低。受訪者感知到社會(huì)信任的比例為67.01%，說明對(duì)社會(huì)有一定的信任，但信任度不是很高；感知到社會(huì)公平的比例為39.93%，低于一半，說明受訪者的相對(duì)剝奪感仍然較強(qiáng)，也印證了社會(huì)轉(zhuǎn)型期社會(huì)矛盾和沖突比較明顯。此處關(guān)于城鄉(xiāng)人口比例、性別比例與當(dāng)年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)較為接近，*據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2010年中國男性、女性人口分別占比51.27%、48.73%，城鄉(xiāng)人口分別占比49.95%、50.05%，參見中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局編：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011》，北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2011年，第93頁。說明樣本具有較好的代表性。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)表)

注： 部分變量樣本與總樣本量的差異由測(cè)量?jī)?nèi)容和缺失值導(dǎo)致。表格為作者自制。

四、模型設(shè)定與實(shí)證結(jié)果分析

(一)模型設(shè)定

本研究設(shè)置的因變量集體行動(dòng)參與為有序類別變量，對(duì)于該類型因變量，可以采用Ologit(ordinal logit)模型進(jìn)行分析。由于Ologit回歸模型基于累積Logit模型，假定因變量為1到J的定序值，則因變量小于等于j與大于j的累積Logit可以表示為：

(1)

其中，X表示影響集體行動(dòng)參與的解釋變量，β表示一組與X對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)，j表示集體行動(dòng)參與的類別，αj是估計(jì)的截點(diǎn)，解釋變量的回歸系數(shù)可以轉(zhuǎn)換為發(fā)生比，用以解釋自變量對(duì)因變量的影響。*孟天廣：《轉(zhuǎn)型期中國公眾的分配公平感：結(jié)果公平與機(jī)會(huì)公平》，《社會(huì)》2012年第6期。Ologit回歸模型有一個(gè)重要的約束條件，就是解釋變量對(duì)因變量在任何分界點(diǎn)下的比率具有同樣的影響，*Donald J. Treiman著，任強(qiáng)譯：《量化數(shù)據(jù)分析：通過社會(huì)研究檢驗(yàn)想法》，北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2012年，第329頁。這樣擬合得到的Logit滿足平行線假設(shè)。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

接下來本文將運(yùn)用計(jì)量分析模型在控制多方面因素的情況下，進(jìn)一步分析宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響。在數(shù)據(jù)分析前，我們首先運(yùn)用貝爾斯利與韋爾施(Belsley& Welsch)*David A.Belsley, Edwin Kuh, and Roy E. Welsch, Regression Diagnostics: Identifying Influential Data and Sources of Collinearity (John Wiley， 1980).提供的方法(coldiag 2)檢驗(yàn)了自變量之間是否存在多重共線性問題。運(yùn)行coldiag 2命令得到的條件數(shù)為29.22，小于30，因此，可以認(rèn)為不存在明顯的多重共線性問題。

1. 宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響

表2中，被解釋變量有0、1、2三個(gè)取值，分別表示未參與、支持但未參與和參與三種類型。本文采用Ologit方法進(jìn)行了估計(jì)。而運(yùn)用Ologit模型需要滿足平行線假設(shè)，因此筆者首先進(jìn)行了平行線檢驗(yàn)。Brant檢驗(yàn)的原假設(shè)為滿足平行線要求，P值為0.201，表明模型通過了平行線假設(shè)。模型(1)估計(jì)結(jié)果表明，在控制各種其他變量之后，與無宗教信仰相比，有宗教信仰的受訪者不參與集體行動(dòng)或者支持但不參與集體行動(dòng)相對(duì)于參與集體行動(dòng)而言的發(fā)生比為1.309，*exp[-(-0.269)]=1.308655。即不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)高30.9%。這說明宗教信仰傾向?qū)w行動(dòng)參與程度有負(fù)向的影響，但這種影響缺乏統(tǒng)計(jì)上的顯著性。模型(3)的估計(jì)結(jié)果表明宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與程度有顯著的正向影響。模型(4)將模型(3)的回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換成更容易解釋的發(fā)生比。模型(4)的結(jié)果表明，參與宗教活動(dòng)越頻繁，相對(duì)于參與集體行動(dòng)而言，受訪者不參與集體行動(dòng)或者支持但不參與集體行動(dòng)的發(fā)生比為0.709，即不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低29.1%。這說明有宗教信仰者參與宗教活動(dòng)越頻繁，就越有可能積極參與到集體行動(dòng)中去。

另外，模型(4)的估計(jì)結(jié)果也表明，司法信任、內(nèi)在效能感和利益相關(guān)性都對(duì)集體行動(dòng)的參與程度有顯著影響。對(duì)法院和司法系統(tǒng)越信任，相對(duì)于參與集體行動(dòng)而言，受訪者不參與集體行動(dòng)或者支持但不參與集體行動(dòng)的發(fā)生比為0.519，即不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低48.1%。這說明對(duì)法院和司法系統(tǒng)越信任，受訪者反而越有可能參與集體行動(dòng)。與研究者一般認(rèn)為對(duì)司法系統(tǒng)信任度的提升有利于減少集體上訪等集體行動(dòng)相對(duì)，*陳朋：《基于軟權(quán)力的社會(huì)管理何以可能》，《江蘇行政學(xué)院學(xué)報(bào)》2013年第6期；牛廣軒、姜國兵：《政策過程視角下“一村(居)一律師”制度的困境與出路——以廣東省M市為例》，《南京師大學(xué)報(bào)》(社會(huì)科學(xué)版)2015年第5期。這里的估計(jì)結(jié)果說明司法信任沒有起到一個(gè)替代或緩沖集體上訪等集體行動(dòng)參與的作用。其中的原因需要在今后的研究中進(jìn)一步分析，也有可能是因?yàn)樽兞康臏y(cè)量或模型的估計(jì)存在偏誤。類似地，內(nèi)在效能感越強(qiáng)，相對(duì)于參與集體行動(dòng)而言，受訪者不參與集體行動(dòng)或者支持但不參與集體行動(dòng)的發(fā)生比越低，這說明在控制其他變量的情況下，內(nèi)在效能感傾向于促進(jìn)受訪者的集體行動(dòng)參與。這有可能是因?yàn)閮?nèi)在效能感越強(qiáng)的人越傾向于相信可以通過參與集體行動(dòng)來達(dá)到影響政府決策的目標(biāo)，因而參與集體行動(dòng)的程度越高。模型(4)也顯示利益相關(guān)性，不管是利益正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，均對(duì)集體行動(dòng)參與度有正向影響。這支持了吳祖興和董志強(qiáng)的研究結(jié)論。*吳祖興、董志強(qiáng)：《感知的不公平如何影響群體事件參與——基于 CGSS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究》，《廣東社會(huì)科學(xué)》2014年第6期。模型(4)還顯示對(duì)中央政府信任度越高，相對(duì)于參與集體行動(dòng)而言，受訪者不參與集體行動(dòng)或者支持但不參與集體行動(dòng)的發(fā)生比越低；對(duì)地方政府信任度越高，相對(duì)于參與集體行動(dòng)而言，受訪者不參與集體行動(dòng)或者支持但不參與集體行動(dòng)的發(fā)生比越高。這說明對(duì)中央政府的信任可能促使受訪者積極參與集體行動(dòng)，而對(duì)地方政府的信任則會(huì)減少受訪者的集體行動(dòng)參與，但上述信任中央政府和地方政府對(duì)集體行動(dòng)參與的影響缺乏統(tǒng)計(jì)上的顯著性。其他人口經(jīng)濟(jì)學(xué)變量和政治心理變量也沒有表現(xiàn)出顯著的影響。筆者也使用OLS方法進(jìn)行了估計(jì)，主要解釋變量的估計(jì)結(jié)果仍基本一致。*Treiman認(rèn)為，當(dāng)因變量為有序類別變量時(shí)，也可以將其作為間距變量，采取常規(guī)最小二乘法(OLS模型)進(jìn)行估計(jì)。如果OLS模型與Ologit模型估計(jì)的系數(shù)相似，那么由于前者估計(jì)和解釋起來更簡(jiǎn)單，故采取OLS模型有較大的優(yōu)勢(shì)。參見Donald J. Treiman著，任強(qiáng)譯：《量化數(shù)據(jù)分析：通過社會(huì)研究檢驗(yàn)想法》，北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2012年，第332頁?？紤]到OLS模型與Ologit模型估計(jì)的系數(shù)雖然在宗教信仰變量上相似，但在其他一些變量上仍然存在顯著差異，本研究還是選擇Ologit進(jìn)行解釋。

為了比較宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與程度影響的城鄉(xiāng)差異，模型(6)和(7)分別對(duì)城市和農(nóng)村的宗教信仰與集體行動(dòng)參與程度之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，模型估計(jì)結(jié)果顯示，無論是在城市還是農(nóng)村，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與程度均有顯著的正向影響。在差異方面，內(nèi)在效能感對(duì)城市集體行動(dòng)參與程度有顯著影響，但對(duì)農(nóng)村集體行動(dòng)參與程度的影響不顯著；利益相關(guān)性對(duì)城市集體行動(dòng)參與程度的影響更顯著，不管是利益正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，均對(duì)集體行動(dòng)參與程度有顯著影響；而信任中央政府對(duì)農(nóng)村集體行動(dòng)參與程度有顯著影響，但對(duì)城市集體行動(dòng)參與程度的影響不顯著。

表2 宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與程度的影響

(續(xù)表)

注： 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (雙尾檢驗(yàn))。表中數(shù)字保留小數(shù)點(diǎn)后三位，作了四舍五入處理。本研究也運(yùn)用異方差穩(wěn)健估計(jì)量進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)所得結(jié)果及其檢驗(yàn)值均沒有顯著差異，因而沒有匯報(bào)。模型(4)匯報(bào)的是發(fā)生比，即回歸系數(shù)β的指數(shù)函數(shù)exp(-β),描述的是，“當(dāng)x的取值增加一個(gè)單位時(shí),屬于低的一組的發(fā)生比是鄰近的高的一組的發(fā)生比的exp(-β)倍”。*王麗萍，方然：《參與還是不參與：中國公民政治參與的社會(huì)心理分析——基于一項(xiàng)調(diào)查的考察與分析》，《政治學(xué)研究》2010年第2期。類別變量的參照組為：a.不相關(guān)；b.不信任；c.不公平。

2. 宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響機(jī)制

(1)動(dòng)員效應(yīng)

如果宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與可以通過動(dòng)員效應(yīng)而施加影響的話，那么可以通過兩種方式來檢驗(yàn)宗教信仰的動(dòng)員效應(yīng)。一種方式是比較信仰組織性不同的宗教對(duì)集體行動(dòng)參與的影響。這又有兩種具體的情況。其一，由于不同的宗教其組織性不同，因而信仰不同宗教對(duì)集體行動(dòng)參與的影響也應(yīng)不同。為此，我們將信教類別Ⅰ放入模型,重新估計(jì)宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響。表3中模型(1)報(bào)告了估計(jì)結(jié)果，但沒有發(fā)現(xiàn)信仰不同宗教對(duì)集體行動(dòng)參與有顯著影響。其二，借鑒已有做法，*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《宗教信仰與社會(huì)沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》2014年第1期。我們將信教類別重組為組織性強(qiáng)弱不同的類別，考慮到民間信仰的組織性較弱，將其歸為一個(gè)類別，其他宗教信仰歸為一個(gè)類別，設(shè)置了解釋變量“信教類別Ⅱ”，將其放入模型，重新估計(jì)宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響。表3中模型(2)報(bào)告了估計(jì)結(jié)果，也沒有發(fā)現(xiàn)信仰組織性不同的宗教對(duì)集體行動(dòng)參與有顯著影響。阮榮平、鄭風(fēng)田和劉力的研究發(fā)現(xiàn)，強(qiáng)組織化宗教信仰對(duì)群體性事件參與有顯著影響，且影響程度高于弱組織化宗教信仰，*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《宗教信仰與社會(huì)沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》2014年第1期。但此處的統(tǒng)計(jì)結(jié)果沒有證實(shí)他們的發(fā)現(xiàn)。另一種方式是分析與宗教組織接觸程度的不同對(duì)集體行動(dòng)參與的影響。如果宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與有動(dòng)員效應(yīng)的話，那么與宗教組織接觸程度越頻繁，受到宗教組織動(dòng)員的可能性應(yīng)該更大，因而動(dòng)員效應(yīng)會(huì)更明顯。CGSS 2010設(shè)置了一個(gè)對(duì)有宗教信仰者接觸宗教場(chǎng)所頻率進(jìn)行測(cè)量的問題：“您多長(zhǎng)時(shí)間會(huì)出于宗教信仰的原因去一次寺廟、道觀、教堂或清真寺等宗教場(chǎng)所？”本文根據(jù)該問題設(shè)置了變量“宗教組織接觸度”，根據(jù)接觸的頻繁程度由低到高分別賦值為1-9，將其放入模型重新進(jìn)行估計(jì)。表3模型(3)的估計(jì)結(jié)果顯示，與宗教組織接觸越頻繁的受訪者越有可能參與集體行動(dòng)，但并沒有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，因而動(dòng)員效應(yīng)沒有得到證實(shí)。

表3 動(dòng)員效應(yīng)

注： 模型(1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (雙尾檢驗(yàn))。表中數(shù)字保留小數(shù)點(diǎn)后三位，作了四舍五入處理。

(2)賦能效應(yīng)

如果宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與可以通過賦能效應(yīng)而施加影響的話，那么，其他賦能變量也可以對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生顯著的影響。這樣，通過比較在模型中放入賦能變量與不放入賦能變量時(shí)估計(jì)結(jié)果的差異，就可以檢驗(yàn)宗教信仰的賦能效應(yīng)。我們利用內(nèi)在效能感變量進(jìn)行了檢測(cè)。根據(jù)賦能效應(yīng)的推理，與不放入內(nèi)在效能感相比，當(dāng)放入內(nèi)在效能感時(shí)，內(nèi)在效能感應(yīng)對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生顯著的影響；同時(shí)，宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響應(yīng)該有所降低。從表4模型中可以看到，當(dāng)放入變量“內(nèi)在效能感”時(shí)，該變量對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生了顯著的正向影響，內(nèi)在效能感每增加一個(gè)單位，不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低62.6%。這證實(shí)了芬克爾(Finkel)等的研究發(fā)現(xiàn)。*Steven E.Finkel, Edward N. Muller, and Karl-Dieter Opp， “Personal Influence, Collective Rationality, and Mass Political Action,” American Political Science Review 83.3(1989): 885-903.同時(shí)，當(dāng)不放入變量“內(nèi)在效能感”時(shí)，宗教活動(dòng)參與頻率每增加一個(gè)單位，不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低24.4%；而當(dāng)放入變量“內(nèi)在效能感”時(shí)，宗教活動(dòng)參與頻率每增加一個(gè)單位，不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低29.1%。也就是說，當(dāng)放入變量?jī)?nèi)在效能感時(shí)，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與的影響并沒有降低，反而提升了4.7%。因此，賦能效應(yīng)沒有得到證實(shí)。

表4 賦能效應(yīng)與信任效應(yīng)

(續(xù)表)

注： 模型(1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1 (雙尾檢驗(yàn))。表中數(shù)字保留小數(shù)點(diǎn)后三位，作了四舍五入處理。類別變量的參照組為：a.不信任。

(3)信任效應(yīng)

參考檢驗(yàn)賦能效應(yīng)的邏輯，如果宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與可以通過信任效應(yīng)而施加影響的話，那么，其他信任變量也可以對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生顯著的影響。這樣，通過比較在模型中放入信任變量與不放入信任變量時(shí)估計(jì)結(jié)果的差異，就可以檢驗(yàn)宗教信仰的信任效應(yīng)。我們利用社會(huì)信任變量進(jìn)行了檢測(cè)。從表4中可以看到，當(dāng)放入社會(huì)信任變量時(shí)，該變量對(duì)集體行動(dòng)參與程度雖然產(chǎn)生了正向影響，但該影響并不顯著，同時(shí)，當(dāng)放入該變量時(shí)，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與的影響并未減少，反而增加了。因此，信任效應(yīng)在這里并未得到證實(shí)。

(4)剝奪效應(yīng)

如果剝奪效應(yīng)存在的話，那么，在模型中加入受訪者經(jīng)歷剝奪的變量，應(yīng)該可以看到該變量對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生顯著的影響。另外，加入經(jīng)歷剝奪變量后，宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響應(yīng)該有所降低。CGSS 2010設(shè)置了一個(gè)對(duì)受訪者經(jīng)歷剝奪進(jìn)行測(cè)量的問題：“請(qǐng)您回想一下，在過去一年中，您是否受到過政府有關(guān)部門或工作人員的不公正對(duì)待？”本文根據(jù)該問題設(shè)置了二分虛擬變量“經(jīng)歷不公正對(duì)待”，經(jīng)歷過不公正對(duì)待的賦值為1，否則賦值為0，將其放入模型重新進(jìn)行估計(jì)。從表5模型中可以看到，當(dāng)放入變量“經(jīng)歷不公正對(duì)待”時(shí)，該變量對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生了顯著的正向影響，經(jīng)歷過不公正對(duì)待的受訪者，集體行動(dòng)的參與程度提高71.9%。同時(shí)，當(dāng)不放入變量“經(jīng)歷不公正對(duì)待”時(shí)，宗教活動(dòng)參與頻率每增加一個(gè)單位，不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低29.9%，即集體行動(dòng)的參與程度提高29.9%，而當(dāng)放入變量“經(jīng)歷不公正對(duì)待”時(shí)，宗教活動(dòng)參與頻率每增加一個(gè)單位，不參與或者支持但不參與集體行動(dòng)的可能性比參與集體行動(dòng)低28.1%，即集體行動(dòng)的參與程度提高28.1%。也就是說，當(dāng)放入變量“經(jīng)歷不公正對(duì)待”時(shí)，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與的影響降低了1.8%，另外，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與的影響在統(tǒng)計(jì)顯著性上也降低了。因此，剝奪效應(yīng)得到了證實(shí)。這里的結(jié)論也進(jìn)一步支持了阮榮平、鄭風(fēng)田和劉力的發(fā)現(xiàn)。*阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力：《宗教信仰與社會(huì)沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》2014年第1期。

表5 剝奪效應(yīng)

(續(xù)表)

注： 模型(1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (雙尾檢驗(yàn))。表中數(shù)字保留小數(shù)點(diǎn)后三位，作了四舍五入處理。類別變量的參照組為：a.不信任。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

針對(duì)實(shí)證分析的結(jié)果，本文還進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本研究將因變量重組為“參與”和“未參與”的二分變量，其中“從未參與”賦值為0，否則賦值為1，然后運(yùn)用logit估計(jì)法對(duì)本文的研究假設(shè)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，除某些變量的統(tǒng)計(jì)顯著性有所改變外，主要結(jié)果仍基本一致。我們改變政治信任的測(cè)量方式，關(guān)于政府信任，CGSS 2010問卷中有一組有關(guān)信任區(qū)隔的態(tài)度測(cè)試題，本文對(duì)其進(jìn)行因子分析，最終得到兩個(gè)公共因子。其中一個(gè)公共因子包括“法院及司法系統(tǒng)”、“中央政府”、“本地政府”、“軍隊(duì)”、“公安部門”、“中央媒體”、“地方媒體”、“全國代表大會(huì)”和“學(xué)校和教育系統(tǒng)”。對(duì)上述機(jī)構(gòu)的信任體現(xiàn)了對(duì)政治體系的信任，因而可以命名為“政治信任因子”。*因子分析采用Varimax旋轉(zhuǎn)方法，KMO值為0.89，約89%的總方差由這兩個(gè)潛在因子解釋。第二個(gè)公共因子包括“民間組織、公司企業(yè)、宗教組織”。運(yùn)用政治信任因子，我們對(duì)本文的研究假設(shè)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，除某些變量的統(tǒng)計(jì)顯著性有所改變外，主要結(jié)果仍基本一致。我們也嘗試改變受教育程度、司法信任、中央政府信任、地方政府信任的賦值方式，構(gòu)建分組虛擬變量，對(duì)研究假設(shè)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，主要結(jié)果仍基本一致。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文的研究發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與討論

基于2010年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文探討了宗教信仰對(duì)集體行動(dòng)參與的影響問題。

本文的研究發(fā)現(xiàn)：宗教信仰傾向?qū)w行動(dòng)參與有負(fù)向的影響，但這種影響缺乏統(tǒng)計(jì)上的顯著性；宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與有顯著的正向影響。也就是說，僅僅具有宗教信仰但不參與宗教活動(dòng)并不會(huì)對(duì)集體行動(dòng)參與產(chǎn)生顯著影響，而有宗教信仰者參與宗教活動(dòng)越頻繁，則參與集體行動(dòng)也越積極。估計(jì)結(jié)果也顯示，司法信任、內(nèi)在效能感和利益相關(guān)性都對(duì)集體行動(dòng)參與有顯著影響。另外，模型估計(jì)結(jié)果顯示，無論是在城市還是農(nóng)村，宗教信仰行為對(duì)集體行動(dòng)參與均有顯著的正向影響。

本文也對(duì)宗教信仰行為影響集體行動(dòng)參與的機(jī)制進(jìn)行了初步分析，沒有證實(shí)動(dòng)員效應(yīng)、賦能效應(yīng)和信任效應(yīng)，但證實(shí)了宗教信仰行為的剝奪效應(yīng)。研究結(jié)果表明，宗教信仰行為之所以對(duì)集體行動(dòng)參與存在著顯著的正向影響，一個(gè)可能的原因在于宗教信仰有利于強(qiáng)化信仰者的被剝奪感知，從而通過剝奪效應(yīng)的渠道促進(jìn)了集體行動(dòng)參與程度。

本文尚存在一些局限和值得進(jìn)一步討論的地方。首先，由于受到截面數(shù)據(jù)的限制，很難準(zhǔn)確揭示因果效應(yīng)和因果機(jī)制，下一步需要運(yùn)用跨年度數(shù)據(jù)來彌補(bǔ)年度數(shù)據(jù)的不足。其次，模型估計(jì)有可能存在遺漏變量、反向因果關(guān)系等所造成的內(nèi)生性問題，使得估計(jì)結(jié)果有可能存在偏誤，進(jìn)一步的研究需要尋找有效的工具變量來克服內(nèi)生性問題。*本文將受訪者父母的宗教信仰傾向、宗教活動(dòng)參與以及社區(qū)層面的宗教活動(dòng)參與均值作為工具變量，嘗試運(yùn)用兩階段工具變量法進(jìn)行分析，但發(fā)現(xiàn)第一階段F值均小于10，也就是說，上述工具變量均存在弱工具性，不能作為有效的工具變量。另外，要準(zhǔn)確揭示集體行動(dòng)的形成過程，需要更深入地分析集體行動(dòng)參與的影響機(jī)制，這可能成為接下來一個(gè)有價(jià)值的研究方向。

YI Cheng-zhi

(EastChinaUniversityofPoliticalScienceandLaw,SchoolofPoliticalScienceandPublicAdministration,Shanghai201620,China)

[責(zé)任編輯 劉 慧]

Religious Belief and Collective Action Participation:An Empirical Study Based on CGSS2010 Data

The existing literature on the relationship between religious beliefs and collection action is controversial. Can religious beliefs lead to more active participation of individuals in collective action? If so, what are the mechanisms behind them? Based on a large sample survey data of Chinese General Social Survey 2010 (CGSS2010), this paper quantitatively studies the impact that citizens’ religious beliefs exert on their collection action participation. Results show that, citizens’ objective religious behavior has a significant positive influence on their collection action participation across urban and rural China, while subjective religious orientation is of no importance. In other words, mere religious beliefs without participation in religious activities don’t have a significant impact on the participation of collective action. However, the more frequent participation of religious believers in religious activities, the more active participation of them in collective action. Further analysis confirms that it is the deprivation effect that makes religious beliefs influence collective action participation, but not the mobilization effect, empowerment effect and trust effect. The results show that there is a significant positive effect of religious beliefs on collective action participation. One possible reason is that religious beliefs help to strengthen the deprived perception of believers and thus promote the participation of collective action through deprivation effect.

religious orientation; religious behavior; collective action participation

易承志，法學(xué)博士，華東政法大學(xué)政治學(xué)與公共管理學(xué)院副教授。

? 本文受上海市教委科研創(chuàng)新重點(diǎn)項(xiàng)目“基于大都市安全發(fā)展的群體性突發(fā)事件化解模式創(chuàng)新研究”(項(xiàng)目批準(zhǔn)號(hào)：13ZS118)資助。