青年政治認同與國家穩(wěn)定的關系：政治參與和政治溝通的作用
——基于3323份有效數(shù)據(jù)的實證分析

鄭建君

(中國社會科學院 政治學研究所， 北京 100028)

青年政治認同與國家穩(wěn)定的關系：政治參與和政治溝通的作用
——基于3323份有效數(shù)據(jù)的實證分析

鄭建君

(中國社會科學院政治學研究所，北京100028)

本文采用問卷法對全國10個省份的青年群體進行調查，通過對3323份有效數(shù)據(jù)的分析，考察了政治溝通在青年群體政治認同與國家穩(wěn)定關系中的中介作用以及該中介作用機制是否受到政治參與的調節(jié)影響。結果發(fā)現(xiàn)：政治認同對國家穩(wěn)定具有顯著的正向預測作用；政治溝通在青年群體政治認同對國家穩(wěn)定的正向預測中具有顯著的部分中介作用；而政治溝通的中介作用受到政治參與的調節(jié)，青年群體的政治參與顯著地調節(jié)了“政治認同→政治溝通→國家穩(wěn)定”這一中介過程的前半路徑。本研究驗證的有調節(jié)的中介效應模型顯示，相對于政治參與水平低的青年，政治溝通的中介作用對于政治參與水平高的青年作用更為顯著。

政治認同; 國家穩(wěn)定; 政治參與; 政治溝通; 有調節(jié)的中介效應

一、引言

國家穩(wěn)定是由政治、政策、經(jīng)濟、文化、社會、國際等多個維度所構建的對理想化國家狀態(tài)的概括①。國家的穩(wěn)定，不僅關系著人民群眾的切身利益，而且也是社會和諧發(fā)展、經(jīng)濟持續(xù)增長和改革深化推進的重要前提。從國家穩(wěn)定的影響因素來看，公民對所屬政治共同體的認同是國家長治久安的重要社會心理基礎，正所謂“得民心者得天下”(《孟子?離婁上》)，這句話在一定程度上反映了認同與穩(wěn)定的相互關系。作為社會政治生活領域的中堅力量，青年群體的政治心理與行為對當前及未來的國家發(fā)展和政治現(xiàn)代化均具有重要的預測作用。為此，有必要對青年群體政治認同與國家穩(wěn)定的影響作用機制進行研究，為增強國家穩(wěn)定提供可供參考的實證研究支持。

作為個體心理狀態(tài)與行為實踐的統(tǒng)一，政治認同不僅反映了認同主體的心理歸屬，同時也反映著認同主體與客體相互轉化的行為實踐②。從功能指向來看，政治認同是確認政治合法性與維系國家穩(wěn)定的重要基礎③；而從政治穩(wěn)定的概念來分析，其本身就是政治發(fā)展有序性和政治規(guī)范認同性的一種體現(xiàn)④。對于個體而言，如果其對所處組織或群體的認同程度越高，則其越有可能遵守該組織或群體的規(guī)則，使整個組織或群體的結構保持穩(wěn)定⑤。具體來說，政治認同具有整合社會心理與價值觀念的功能⑥，公民個體對政治系統(tǒng)(政策、體制、意識形態(tài)等)所具有的態(tài)度與情感，會通過政治認同這樣一種形式來予以表現(xiàn)，并對政治體系的穩(wěn)定及良性發(fā)展產生作用⑦。相反，當公民的政治認同表現(xiàn)水平較低時，也預示著其所屬政治體系的秩序將會出現(xiàn)不穩(wěn)定⑧；政治認同基礎的松動，會進一步擴大公民個體基于利益、制度、價值觀念等的分歧，這使其在面對社會矛盾和沖突時更易形成態(tài)度極化，影響社會和諧與國家穩(wěn)定。此外，政治認同的表現(xiàn)水平還受到認同主體所處環(huán)境的影響，包括其所在群體的社會地位等因素⑨。青年群體雖然處在自身發(fā)展的起步階段，但也是自身社會地位變化最快的階段，他們對社會認知的變化必然會導致其政治認同表現(xiàn)的差異，從而對國家穩(wěn)定產生影響。國內研究者曾指出，青年群體內部對于政治認同的差異擴大乃至兩極化，極有可能會對社會與國家的穩(wěn)定形成威脅⑩。同時，基于政治認同與國家穩(wěn)定之間所具有的互為因果、互依互存的變量關系，本研究提出假設H1：青年群體的政治認同對國家穩(wěn)定具有顯著的正向影響作用。

政治認同與國家穩(wěn)定的相互關系，往往會受到或通過第三方變量的影響而發(fā)生作用。政治認同的主客體在進行互動實踐的過程中，通常會伴隨有信息的交換；該政治現(xiàn)象被稱作政治溝通，即政府與公眾之間經(jīng)過信息交流，相互了解對方的立場，使政治系統(tǒng)的運作更為有效。個體的認知態(tài)度通常是通過政治溝通對其政治行為產生影響。政治認同能夠降低抗爭的烈度，而這種低烈度的抗爭會促使抗爭與被抗爭雙方通過彼此的政治溝通，對政策、制度及政治實踐過程中出現(xiàn)的不足或問題進行糾正，從而保證國家與社會的穩(wěn)定。相反，如果社會各階層的政治溝通沒有得到制度化的組織安排，個體、群體或階層則會尋求非制度化的途徑進行意見或利益訴求表達，這勢必會影響社會和諧與政治穩(wěn)定。從政治認同與政治溝通的關系來看，一方面，較高的政治認同有利于提升公眾的政治信任，激發(fā)其與政府進行政治訴求表達和信息交流的意愿；另一方面，政治溝通能夠促進民眾對現(xiàn)實政治制度的支持與擁護，增強其自身的政治認同水平，充分發(fā)揮政治文化的整合功能。作為社會穩(wěn)定的常態(tài)表現(xiàn)形式，“和而不同”所顯現(xiàn)出的差別往往是現(xiàn)實社會的本來面目，其關鍵在于如何有效疏解人民內部矛盾，從而維護社會的安全穩(wěn)定；在此過程中，政治溝通的作用尤為重要。有關政治溝通在政治認同與國家穩(wěn)定關系中的中介作用，也得到了國內大樣本數(shù)據(jù)研究的證實。據(jù)此，本研究提出假設H2：政治溝通在青年群體政治認同與國家穩(wěn)定的關系中具有中介作用。

在過去20年間，有關青年政治參與問題的研究成為西方學者的關注熱點。在政治認同成為理解青年現(xiàn)實狀況與行為方式的重要視角的同時，透過青年群體的政治參與選擇(合理介入抑或抗爭對立)，可以預測國家的穩(wěn)定狀況。青年大學生在政治和社會領域的參與，是其政治認同轉化機制的重要實踐形式；同時，大學生政治參與的意識與能力，也是其政治認同作用發(fā)揮的重要影響和制約因素。而青年學生政治參與的機制化以及參與渠道的拓寬，可以幫助其提升對社會政治生活實踐的理性認知，進而增強其政治認同程度。也就是說，政治認同的形成與發(fā)展有賴于個體的政治參與行為，同時又對其政治參與予以指導。從政治參與和政治溝通的關系來看，政治參與程度越高，政治溝通效果越好。國外有研究指出，政治溝通與政治參與行為之間具有顯著的相關。例如，媒體信息傳播類型的政治溝通，將有助于個體的政治知識獲取，進而提升其政治參與行為；但是，對于個體間意愿表達類型的政治溝通，其與政治參與行為之間的關系則需作進一步的分析?；谡螀⑴c、政治溝通和國家穩(wěn)定的關系分析，本研究則認為，個體間意愿表達類型的政治溝通，會受到政治參與行為的影響作用。具體而言，個體無序的政治參與有可能會削弱系統(tǒng)的穩(wěn)定性，例如非制度化政治參與的擴增以及制度化政治參與的虛置，會增加社會不穩(wěn)定的存在可能。但有序參與并不一定導致體系穩(wěn)定，還要同時兼顧參與主體對參與結果的滿意程度以及對參與行為有效性的評價水平。因此，在考量參與和穩(wěn)定的關系時，必須將參與的有序和有效同時納入考慮范圍，且使有序和有效保持在一個適度的區(qū)間之內。政治溝通作為一種特殊的政治參與形式，其效用有賴于政治參與實踐的有序化和適度有效性。由此推斷，高水平的政治參與，一方面與政治認同形成實踐轉化的良好互動，另一方面又保證了政治溝通的實效性，從而增強了國家的穩(wěn)定運行。為此，本研究提出假設H3：政治參與對政治溝通的中介效應具有調節(jié)作用。

綜上所述，本研究就青年群體政治認同與國家穩(wěn)定的關系提出一個有調節(jié)的中介效應模型(如圖1)，其目的在于：一是了解青年群體的政治認同如何影響國家穩(wěn)定(政治溝通的中介作用)；二是上述影響過程在何種條件下表現(xiàn)得更強或更弱(本研究重點關注政治參與對影響過程前半路徑的調節(jié)作用)。

圖1 研究假設模型

二、研究調查過程

(一)樣本情況

本研究的被試來自于中國社會科學院“中國公民政治文化調查”項目組的調查數(shù)據(jù)。調查工作于2012年7月正式啟動，歷時2個月完成紙本問卷的入戶調查與回收。在抽樣方面，項目組參照國家統(tǒng)計局2012年頒布的地區(qū)生產總值數(shù)據(jù)，在都會區(qū)(直轄市)、東北地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)選擇經(jīng)濟發(fā)展水平最高和最低的兩個省份(東北地區(qū)選擇經(jīng)濟發(fā)展水平居中的1個省，西部地區(qū)選擇經(jīng)濟發(fā)展分列高、中、低水平的3個省)，最終抽取到10個省。按照相同標準，對直轄市的區(qū)縣(分別為4區(qū)、2縣)進行獨立抽樣、對各省的省會城市和經(jīng)濟發(fā)展水平居中的地級市進行抽樣(在抽取到的地級市的主城區(qū)按照人口比例進行抽樣配額)。最后，對進入抽樣的省級單位，以經(jīng)濟發(fā)展水平居中為標準進行區(qū)縣(或縣級市)的抽樣，并隨機選擇鄉(xiāng)鎮(zhèn)和街道一級，按照等距抽樣標準隨機抽取樣本戶和備用樣本戶家庭。在調查的具體實施過程中，項目組選擇在當?shù)鼐幼∫荒昙耙陨?、年齡在18～45周歲之間的青年城鄉(xiāng)居民進行入戶調查，共獲得有效數(shù)據(jù)3323份(見表1)。在抽樣的10個省(自治區(qū)、直轄市)中，都會區(qū)585人(18.09%)，東部地區(qū)688人(21.28%)，東北地區(qū)342人(10.58%)，西部地區(qū)981人(30.34%)，中部地區(qū)637人(19.70%)。其中，男性1511人(46.74%)，女性1722人(53.26%)，被試的平均年齡32.46歲(標準差為8.07)。

表1 調查樣本的基本情況

(二)變量測量

1.政治認同?！吨袊苏握J同問卷》采用李克特5點計分方式，其中“1～5”選項分別表示“非常不同意”到“非常同意”。問卷包括體制認同、政黨認同、文化認同、政策認同、身份認同和發(fā)展認同六個維度(各維度的信度系數(shù)α分別為0.71、0.65、0.64、0.69、0.74、0.72)；每個認同維度包含有3道題目，正向計分題目13道，反向計分題目5道，共計18道題目，問卷的整體信度系數(shù)α為0.78。

2.國家穩(wěn)定?！秶曳€(wěn)定調查問卷》共計19道題目(其中反向計分題目12道)，包括有政治(3道)、經(jīng)濟(3道)、社會(3道)、文化(4道)、生態(tài)(3道)和國際(3道)六個維度。被試通過5點計分量表對描述當前我國國家穩(wěn)定現(xiàn)狀的題目進行選擇，“1～5”選項分別表示“非常不同意”到“非常同意”。在本研究中，問卷的整體α信度系數(shù)為0.73，政治、經(jīng)濟、社會、文化、生態(tài)和國際穩(wěn)定六個維度的α信度系數(shù)分別為0.71、0.65、0.64、0.68、0.69、0.78。

3.政治參與。《政治參與行為問卷》由政治參與認知和實際參與行為兩個維度構成，每個維度由5道題目構成，共計10道題目(反向計分題目6道)，同樣采用5點計分方式，“1～5”選項分別表示“非常不同意”到“非常同意”。其中，政治參與認知和實際參與行為兩個維度的α信度系數(shù)分別為0.85和0.88，問卷的整體信度系數(shù)α為0.87。

4.政治溝通。采用《政治溝通調查問卷》對政治溝通變量進行測量?！罢螠贤ㄖ匾哉J知”和“政治溝通現(xiàn)狀評價”兩個維度各包含3道題目(“重要性認知”和“現(xiàn)狀評價”維度的α信度系數(shù)分別為0.67和0.75)，問卷整體的α信度系數(shù)為0.68。在計分方法方面，采用李克特5點計分方式記分，“1～5”選項分別表示“非常不同意”到“非常同意”，且所有題目均為正向計分。

(三)調查程序與數(shù)據(jù)處理

項目組對收集到的問卷紙本進行“雙錄雙檢”操作，并采用SPSS21.0和Mplus7.0進行相關的數(shù)據(jù)管理與統(tǒng)計分析。具體的數(shù)據(jù)統(tǒng)計包括三個方面：一是在檢驗共同方法偏差影響的基礎上，運用SEM技術對可能存在的幾種關系結構進行比較；二是對研究變量進行描述統(tǒng)計分析，并檢驗研究假設所提出的有調節(jié)的中介模型；三是對調節(jié)效應的程度及發(fā)展形態(tài)進行簡單斜率檢驗分析。

三、數(shù)據(jù)分析與結果

(一)變量結構的驗證性因素分析

本研究對數(shù)據(jù)的獲取，主要是通過問卷調查形式進行的，為避免共同方法偏差對結果的影響，我們在調查過程中采用匿名作答的形式進行控制的同時，還在統(tǒng)計分析過程中采用Harman單因子方法對共同方法偏差可能存在的影響及程度進行檢驗。具體操作為，同時對53個題目進行未旋轉設置的主成分因子分析，結果顯示：抽取到特征根值大于1的因子12個，第一個因子的變異解釋率為13.67%(小于40%)，且遠低于總變異解釋率(50.17%)的一半；這表明研究結果受到共同方法偏差變異的影響并不嚴重，可以進行后續(xù)的統(tǒng)計分析。

對政治認同、政治參與、政治溝通和國家穩(wěn)定4個變量進行驗證性因素分析，并對可能存在的變量整合模型與基準模型進行比較，以考察上述變量關系的結構效度。其中，基準模型包含有4個變量，分別為政治認同、政治參與、政治溝通和國家穩(wěn)定；備選模型A包含3個變量，除去政治溝通和國家穩(wěn)定2個變量外，將政治認同和政治參與進行合并；備選模型B包含有3個變量，除去政治認同和國家穩(wěn)定2個變量外，將政治參與和政治溝通進行合并；備選模型C包含有3個變量，除去政治參與和國家穩(wěn)定2個變量外，將政治認同和政治溝通進行合并；備選模型D包含有2個變量，除去國家穩(wěn)定變量外，將其余3個變量進行合并。結果如表2所示，基準模型的RMSEA為0.062，模型的各項評價指數(shù)CFI、TLI、AIC和BIC分別為0.87、0.84、92409.31和92736.69；其中，基準模型的AIC在所有模型中最小，且基準模型與備選模型的ΔBIC絕對值大于10；同時，基準模型與備選模型的χ2值差異顯著。最終的模型比較結果表明：在一定程度上，基準模型的擬合度和簡潔性均要優(yōu)于可能存在的四個備選模型，其結構較好的代表研究變量之間的關系。

表2 研究變量結構模型之間的比較

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001(下同)；ZZRT表示政治認同;ZZCY表示政治參與;ZZGT表示政治溝通;GJWD表示國家穩(wěn)定;Δχ2和Δdf表示基準模型與備選模型的差異及其顯著性。

(二)相關變量的描述統(tǒng)計

從表3所呈現(xiàn)的各變量的均值、標準差及變量相關系數(shù)可知，政治認同與政治溝通(r=0.43，p<0.01)、國家穩(wěn)定(r=0.45，p<0.01)、政治參與(r=0.22，p<0.01)三個變量之間的相關顯著；政治溝通與國家穩(wěn)定(r=0.34，p<0.01)、政治參與(r=0.26，p<0.01)兩個變量之間的相關顯著；政治參與與國家穩(wěn)定之間相關顯著(r=0.20，p<0.01)。上述相關性分析結果為檢驗后續(xù)的假設提供了基礎。此外，針對人口學變量與研究變量的相關分析發(fā)現(xiàn)，除戶籍類型變量外，性別、年齡、學歷分別與研究變量之間存在顯著相關，有必要在研究假設檢驗過程中對其予以控制。

(三)針對“有調節(jié)的中介作用模型”的檢驗

針對本研究所提出的研究假設模型進行檢驗，首先將類別變量轉化為虛擬變量，同時將各變量的數(shù)據(jù)進行標準化處理，并依據(jù)標準化數(shù)據(jù)獲得預測變量(政治認同)與調節(jié)變量(政治參與)的交互項。根據(jù)有調節(jié)的中介作用檢驗步驟，通過回歸分析建立4個方程(見表4)。模型檢驗中的VIF值處在0.97～2.11之間(<5)，說明本研究所關注的變量的多重共線性問題并不嚴重。在方程1中，政治認同(β=0.42、t=25.96、p<0.001)和政治參與(β=0.11、t=6.87、p<0.001)對國家穩(wěn)定的影響效應顯著，而二者的交互項不顯著(β=0.01、t=0.26、p=0.80)，說明在政治認同對國家穩(wěn)定的直接效應中，政治參與不具有調節(jié)作用。在方程2中，政治認同(β=0.39、t=23.97、p<0.001)和政治參與(β=0.18、t=10.90、p<0.001)對政治溝通的影響效應顯著。在方程3中，引入中介變量(β=0.16、t=9.22、p<001)后，政治認同與政治參與兩個變量依然對國家穩(wěn)定變量具有顯著的預測作用，其中政治認同對國家穩(wěn)定的路徑系數(shù)有所減小(β=0.36、t=20.65、p<0.001)，說明中介變量(政治溝通)在政治認同與國家穩(wěn)定的關系中具有顯著的部分中介作用。在方程4中，政治認同與政治參與的交互項對政治溝通的預測作用顯著(β=0.06、t=3.64、p<0.001)，說明在政治認同通過政治溝通對國家穩(wěn)定形成影響的機制中，政治參與對部分中介模型的前半路徑具有顯著的調節(jié)作用。

表3 描述統(tǒng)計結果與相關矩陣(n=3323)

注：性別(1表示男性，0表示女性)；學歷(1表示初中及以下，2表示高中及高職、高專，3表示大專、本科及以上)；戶籍(1表示城鎮(zhèn)戶籍，0表示農村戶籍)；

表4 青年群體政治認同對國家穩(wěn)定影響的回歸分析

為了進一步的反映和分析政治參與調節(jié)作用的形態(tài)趨勢，研究還進行了簡單斜率檢驗；同時，在對政治參與變量數(shù)據(jù)進行高、低分分組(以M±1個SD為標準)的基礎上，繪制了調節(jié)作用示意圖(見圖2)。簡單斜率檢驗的結果顯示：在政治參與得分較低的情況下，政治認同對政治溝通的影響效應顯著(simple slope=0.55、β=0.28、t=13.35、p<0.001)，即政治認同水平提高1個標準差，則政治溝通的效果會增加0.28個標準差；在政治參與得分較高的情況下，政治認同對政治溝通的影響效應顯著(simple slope=0.60、β=0.45、t=11.22、p<0.001)，即政治認同水平提高1個標準差，則政治溝通的效果會增加0.45個標準差。也就是說，政治認同對政治溝通的影響會隨著政治參與水平的提升而有所增強。政治認同通過政治溝通對國家穩(wěn)定產生影響作用的中介效應為(0.39+0.06政治參與)×0.16，同時該中介效應的前半路徑受到調節(jié)變量政治參與的調節(jié)，即政治參與得分提升或降低1個單位，則中介效應則會表現(xiàn)出0.06個單位的相應變化。具體到本研究，隨著政治參與從低分組向高分組變化，在政治認同與國家穩(wěn)定關系中，政治溝通的中介效應占總效應的效果量會從17.02%提升至18.75%。

圖2 政治參與對中介作用前半徑的調節(jié)效應

四、討論與總結

本研究所檢驗的假設模型，響應了有關多變量介入政治認同與國家穩(wěn)定關系研究的提示，不但再次驗證了“政治認同→政治溝通→國家穩(wěn)定”這一中介路徑，同時在考慮政治參與實踐效用的基礎上，分析了青年群體政治參與對上述中介模型前半路徑的調節(jié)作用。上述發(fā)現(xiàn)有助于回答兩個關鍵問題，即政治認同通過何種機制(怎樣起作用)和在何種條件下(何時起作用)影響國家穩(wěn)定；同時，本研究結果對拓展未來本領域研究和增強國家穩(wěn)定，均具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

(一)政治溝通與政治參與的作用表現(xiàn)及解析

數(shù)據(jù)分析結果支持本研究對預測變量和結果變量關系的假設(H1成立)。政治認同作為國家穩(wěn)定重要的社會心理基礎，對于普通公民凝聚共識、化解分歧、主動支持和自覺貫徹相關政策等具有積極的作用與意義。然而，如何理解政治認同對國家穩(wěn)定所具有的正向影響作用，可以遵循如下分析路徑，即從個體對政治系統(tǒng)的認知與態(tài)度出發(fā)，通過相關的政治行為進而形成對政治體系穩(wěn)定狀態(tài)的預判。在檢驗政治認同與國家穩(wěn)定直接聯(lián)系的基礎上，本研究將政治溝通和政治參與兩個變量納入假設，提出并驗證了“有調節(jié)的中介作用模型”(H2和H3成立)，以此來探討政治認同對國家穩(wěn)定的影響機制。

行為變量的引入有助于解釋個體所具有的認知與態(tài)度(如政治認同)通過何種因素影響國家穩(wěn)定。本研究發(fā)現(xiàn)，政治溝通在青年政治認同與國家穩(wěn)定之間起到了顯著的部分中介作用。在此，政治溝通所表現(xiàn)出的“聯(lián)動器”作用，不僅反映了其與政治認同的關系，也反映了其與國家穩(wěn)定的關系，回答了青年群體的政治認同“怎樣”或“為什么”會對國家穩(wěn)定起作用。該結果可以從以下三個方面加以分析：首先，政治認同能夠促成政治溝通行為的發(fā)生，進而達到對社會政治實踐體系動態(tài)矯正的目的，以保證政治系統(tǒng)的持續(xù)穩(wěn)定。與此同時，政治溝通能夠使青年在參與實踐中進一步客觀認識事件并充分表達意見，進而推進政治認同的形成，提升國家與社會的穩(wěn)定。其次，公民個體與政府之間制度化的有效信息交流，能夠避免非正式政治溝通所可能引發(fā)的社會失序；而非正式的政治溝通也可能對政府的公信力造成損害，進而對國家體系的穩(wěn)定產生影響。最后，隨著青年政治社會化程度的不斷提升，在其政治溝通的過程中，不再以單純的意見表達為唯一目的，同時也包含有利益訴求達成的考量；這也使其政治行為與態(tài)度的一致性有所增強，并更趨于理性，從而有效的連結了認同與穩(wěn)定之間的關系。

基于政治溝通效用受到政治參與實踐的有序化和適度有效性影響這一判斷，本研究考察了政治溝通的中介效應是否因政治參與水平的變化而有所不同；即在何種水平或條件下，“政治認同→政治溝通→國家穩(wěn)定”的部分中介效應會更強或更弱。結果表明，政治參與水平對該中介鏈條的調節(jié)作用顯著。當政治參與的水平較低時，政治認同水平的單位標準差變化，會引起政治溝通0.28個標準差的改變；而當政治參與的水平較高時，政治認同水平的單位標準差變化，會引起政治溝通0.45個標準差的改變，且中介效應占總效應的比值會比政治參與較低水平時增加1.73個百分點。對于上述結果解釋如下：首先，政治溝通作為一種特殊的參與形式，其效果必然受到參與卷入適度性和參與效果有效性的影響；而隨著青年群體社會閱歷的不斷增加和政治參與水平的不斷提升，其政治溝通行為的效用也會有所增強。其次，從民主發(fā)展的角度來看，公民個體的政治參與對政治穩(wěn)定的持續(xù)化發(fā)展具有重要的推動作用；這種參與意識和行為的培育，使得青年有條件采用更為溫和的方式(例如平等溝通)進行個人訴求表達，從而對國家與社會的穩(wěn)定形成正向影響。最后，基于動態(tài)有序的標準進行分析，政府與公民的良性互動是穩(wěn)定的決定因素，而要想保證這種良性互動，則必須在有效政治參與的基礎上形成政治體系與個人的有效信息溝通。對應信息溝通的即時性特征，不但強調政治參與的有效性，更要求政治參與發(fā)生的機制化和制度化；唯有如此，才能真正達成穩(wěn)定的動態(tài)有序目標。

(二)實踐啟示

通過對“有調節(jié)的中介效應模型”的假設與驗證，本研究初步構建了描述青年群體政治認同與國家穩(wěn)定關系的立體框架。根據(jù)實證研究結果，提出以下三點實踐啟示。第一，作為個體面向政治系統(tǒng)所具有的心理狀態(tài)與行為實踐的統(tǒng)一，政治認同兼具相對穩(wěn)定性與可塑性雙重特征；同時，政治認同還對國家穩(wěn)定性具有積極的正向影響作用。因此，要重視了解和提升青年政治認同水平的工作，通過系統(tǒng)調查現(xiàn)狀、科學分析成因、精巧設計活動、有序推進優(yōu)化等過程，切實保證青年群體政治認同對國家穩(wěn)定的促進效應。第二，政治領域的溝通不僅僅是單一化信息的有效交流，更蘊含有社會公平、政治信任等深刻意義。當前，我國將推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化作為全面深化改革的總目標，這意味著要從過去政府單一主導下的管理體系向多元主體共同參與的治理體系轉變；同時，這也要求政治系統(tǒng)內的多元主體(政府、社會、市場、公民等)在相互平等、彼此信任的前提下，能夠有效溝通、互動合作，進而實現(xiàn)國家治理的穩(wěn)定與發(fā)展。第三，公民個體政治參與的關鍵在于其行為的實效性，要避免由于政治參與形式化所引發(fā)的政治信任下降、非正式溝通或對抗性參與增多等問題，進而實現(xiàn)國家的穩(wěn)定。青年群體作為社會與國家的重要實踐主體，應當積極引導他們在政治領域進行適度、有序的參與，這不僅有助于其通過信息溝通獲取對客觀實際的正確認知，同時也有助于其順利實現(xiàn)自身政治認同的實踐轉化。

走到北街，我實在走不動了，就靠在一棵大樟樹底下歇著。暮色漫上來，小鎮(zhèn)上的炊煙也裹挾在一起，彌散著一陣陣柴火的焦香。不時傳來驅趕雞鴨進圈、牛羊進欄的吆喝，還有母親召喚貪玩的孩子回家的喊聲。我突然不可遏止地想念起我的狼剩兒來。都三年了，你在他鄉(xiāng)還好嗎？你的他鄉(xiāng)是在哪一方天呢？你該不會不在人世吧……思念漫出我的眼睛，淚水嘩嘩地滾落下來。這時候肚子里邊動了一下，我恍然悟到，這是我的毛毛在動！斜靠在樟樹腳下，我想著這里離家好幾百里，肚子里的毛毛是怕我孤單吧，他踢我一下是說有他在陪著我呢。我撫著肚子，心里涌起對他的無限憐愛。

(三)不足與展望

本文通過對大樣本問卷調查數(shù)據(jù)進行分析，針對青年群體政治認同與國家穩(wěn)定關系的影響機制(政治溝通)及作用條件(政治參與)進行了分析，獲得了一些有意義的實證研究結果。但是，本研究在內容及方法上也存在一些不足，需在今后的研究中予以改進和提升。第一，本研究所關注的國家穩(wěn)定變量，并不涉及客觀條件下的內容，其操作性概念是在政治心理學視角下予以界定的。因此，這種對國家穩(wěn)定的個體主觀知覺測量，更傾向于對公民社會政治心態(tài)的把握。未來研究可將客觀指標納入國家穩(wěn)定的變量測量，以獲取更為全面的數(shù)據(jù)資料。第二，本研究的數(shù)據(jù)資料主要是通過被調查對象的自我報告獲得的，這使得最終結果有可能受到共同方法偏差的影響。雖然本文的檢驗結果顯示，同源偏差的影響并不顯著，但未來研究仍應當通過更為客觀或多途徑、多批次數(shù)據(jù)收集來提升數(shù)據(jù)質量。第三，橫斷面研究設計在研究結果的因果關系推論上，應更為謹慎。未來研究可通過追蹤研究設計或實驗研究設計，來進一步提升變量因果關系的確認性水平。

注釋

①彭勁松：《鄧小平論國家穩(wěn)定的全面含義》,《理論學習與探索》1999年第3期。

②方旭光：《政治認同——政治實踐的范疇》,《蘭州學刊》2006年第9期。

③喻包慶：《論當代中國的政治認同危機及其解決路徑》,《廣西師范大學學報(哲學社會科學版)》2012年第3期。

④鄭慧：《“政治穩(wěn)定”概念辯析》,《社會主義研究》2002年第4期。

⑤Raney, T. , and L. Berdahl. “Birds of a Feather？ Citizenship Norms, Group Identity, and Political Participation in Western Canada.”CanadianJournalofPoliticalScience42, no. 1(2009): 187-209．

⑥詹小美、王仕民：《文化認同視域下的政治認同》,《中國社會科學》2013年第9期。

⑧Kook, R. “The Fact of Pluralism and Israeli National Identity.”Philosophy&SocialCriticism24, no. 6(1998): 1-24．

⑨Weber, C. , M. Johnson, and K. Arceneaux. “Genetics, Personality, and Group Identity.”SocialScienceQuarterly92, no. 5(2011): 1314-1337．

⑩楚成亞：《當代中國大學生政治亞文化分析》,《青年研究》2003年第2期。

責任編輯王敬堯

The Roles of Political Participation and Political Communication on the Relationship between Youth Group’s Political Identity and National Stability

Zheng Jianjun

(Institute of Political Science, Chinese Academy of Social Sciences， Beijing 100028)

To analyze whether political communication mediated the relationship between political identity and national stability，and whether political participation adjusted this mediation effect，the present study used questionnaire survey method and obtained 3323 data from the different regions throughout the country. The results showed that political identity had significantly positive effect on national stability； political communication partially mediated the relationship between political identity and national stability； political participation adjusted the mediated effect of political communication. That is， political participation adjusted the first path of the mediation. The mediated effect was stronger for young subjects with high political participation than for those with low political participation.

political identity； national stability； political participation； political communication； an adjusted mediator model

2017-06-11

中國社會科學院創(chuàng)新工程項目“政治發(fā)展與地方政府治理現(xiàn)代化研究”和國家社會科學基金項目 (11AZZ006)