一、導(dǎo)　言

　　長(zhǎng)期以來(lái)，政治學(xué)者都把政治參與看作是與民主政體相聯(lián)系的概念，因?yàn)橹挥性诿裰髦贫认氯嗣癫趴梢酝ㄟ^定期的選舉選擇領(lǐng)導(dǎo)人，從而對(duì)立法機(jī)關(guān)或政府產(chǎn)生影響。與此相應(yīng)的是，許多研究社會(huì)主義國(guó)家政治的學(xué)者都不認(rèn)為共產(chǎn)黨社會(huì)有真正意義上的政治參與。如極權(quán)模型的學(xué)者強(qiáng)調(diào)精英對(duì)社會(huì)的全面控制，在這些社會(huì)中國(guó)家對(duì)大眾傳播媒介的壟斷性控制成功地限制了信息的流通( Freidrich ，Curtis &Barber ，1969 ：126) 。而利益群體理論雖然承認(rèn)共產(chǎn)黨政權(quán)并沒有能夠完全消除國(guó)家和社會(huì)之間的界限或是完全阻止利益的表達(dá)，但這一模型仍然否認(rèn)普通民眾影響決策的可能性。由于諸如選舉、群眾運(yùn)動(dòng)、工會(huì)以及農(nóng)會(huì)等都是由當(dāng)局操控的，因此也不具有利益表達(dá)的作用(Liu ，1976 ：5) 。

　　雖然， “強(qiáng)大的政府和黨的機(jī)構(gòu)的存在、國(guó)家對(duì)社會(huì)全面的滲透、獨(dú)立政見團(tuán)體及利益表達(dá)機(jī)制的缺乏、嚴(yán)格控制的媒體以及長(zhǎng)期缺乏自由競(jìng)爭(zhēng)的選舉使得這種參與的概念具有完全不同的意義”(Jennings ，1991 ：361) ；
但是，這并不表明共產(chǎn)黨社會(huì)的民眾完全不能對(duì)政府的決策產(chǎn)生影響。特別是隨著一些學(xué)者在更廣的范圍界定政治參與，原有的單一的政治參與觀(將投票看作是民眾能夠影響政治過程的關(guān)鍵和惟一方式) 被多元的參與觀所取代。例如，尼和伏巴把政治參與界定為“平民或多或少以影響政府人員的選擇及(或) 他們采取的行動(dòng)為直接目的而進(jìn)行的合法活動(dòng)”(尼•諾曼、西德尼•伏巴，1996 ：290) 。一些學(xué)者對(duì)前蘇聯(lián)和東歐等社會(huì)主義國(guó)家的研究表明，這些國(guó)家的民眾更多地以選舉之外的手段，如個(gè)人的接觸來(lái)尋求政府官員的幫助或向他們表達(dá)自己的偏好。例如，英克爾斯(Alex Inkles) 和鮑爾(Raymond Bauer)的研究發(fā)現(xiàn)“蘇聯(lián)公民更關(guān)心獲得更多個(gè)人的保障和生活水平的提高，而很少關(guān)心獲得政治權(quán)利和憲法的保障”( Inkles &Bauer ， 1959 ：7) 。比爾勒(Sweryn Bialer) 的研究表明，蘇聯(lián)民眾更多參與涉及與公民日常生活、社區(qū)事務(wù)以及工作單位條件直接相關(guān)的決策(Bialer ，1980 ：166) 。這些研究者發(fā)現(xiàn)，共產(chǎn)黨社會(huì)民眾政治參與有自己的獨(dú)特性，如他們更多是試圖影響政策的實(shí)施而不是決策過程，更多的是以個(gè)體的、非正式的和原子化的方式的參與(參看Jennings ，1991) 。

　　自改革開放以來(lái)，中國(guó)社會(huì)發(fā)生了巨大的變革。農(nóng)村地區(qū)率先實(shí)行生產(chǎn)責(zé)任制，城市中原有的單一公有制也被多種經(jīng)濟(jì)成份的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)所取代。與此相應(yīng)，從1980 年中期開始的村民自治使得農(nóng)村有了真正意義上的競(jìng)爭(zhēng)性選舉(參看胡榮，2001 ，2006) 。雖然城市社區(qū)還沒有像村委會(huì)選舉一樣的競(jìng)爭(zhēng)性選舉，但基層人大代表的選舉也有了相當(dāng)多的改變，社區(qū)居委會(huì)的自治也取得了一定的成績(jī)。農(nóng)村的村委會(huì)選舉和政治參與得到了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注( 如Dearlove ， 1995 ；
Kelliher ，1997 ；
Lawrence ，1994 ；
Manion ，1996 ；
O"Brien ，1995 ；
徐勇，1997 ；
胡榮，2001、2006 ；
吳毅，2002) ，但城市居民的政治參與現(xiàn)狀卻較少得到研究(Shi ，1997) ，本文打算對(duì)城市居民的政治參與情況進(jìn)行分析，探討影響城市居民政治參與的各因素。

　　以往的研究表明政治參與和社會(huì)文化因素有很大的關(guān)系(托克維爾，1988 ；
阿爾蒙德、維伯，1989) ，羅伯特•帕特南(Robert Putnam) 的相關(guān)研究進(jìn)一步證實(shí)了這一點(diǎn)。在《使民主運(yùn)轉(zhuǎn)起來(lái)》一書中，帕特南運(yùn)用社會(huì)資本理論解釋意大利南北方政府的績(jī)效差異。他是這樣給社會(huì)資本下定義的：“這里所說(shuō)的社會(huì)資本是指社會(huì)組織的特征，諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)，它們能夠通過促進(jìn)合作來(lái)提高社會(huì)的效率”(帕特南，2001 ：195) 。在意大利公共精神發(fā)達(dá)的地區(qū)，社會(huì)信任長(zhǎng)期以來(lái)一直都是倫理道德的核心，它維持了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，確保了政府的績(jī)效。帕特南進(jìn)一步指出，社會(huì)信任能夠從互惠規(guī)范和公民參與網(wǎng)絡(luò)這兩個(gè)相互聯(lián)系的方面產(chǎn)生。互惠包括均衡的互惠和普遍化的互惠，前者指人們同時(shí)交換價(jià)值相等的東西，后者指的是一種持續(xù)進(jìn)行的交換關(guān)系，這種互惠在特定時(shí)間里是無(wú)報(bào)酬的和不均衡的，但它使人們產(chǎn)生共同的期望，現(xiàn)在己予人，將來(lái)人予己。另一方面，在一個(gè)共同體中，公民參與的網(wǎng)絡(luò)越是密集，其公民就越有可能為了共同的利益而合作。公民參與網(wǎng)絡(luò)增加了人們?cè)谌魏螁为?dú)交易中進(jìn)行欺騙的潛在成本，培育了強(qiáng)大的互惠規(guī)范，促進(jìn)了交往及有關(guān)個(gè)人品行的信息的流通；
公民參與網(wǎng)絡(luò)還體現(xiàn)了以往合作的成功，可以把它作為一種具有文化內(nèi)涵的模板，未來(lái)的合作在此之上進(jìn)行(帕特南，2001 ：203 - 204) 。帕特南的社會(huì)資本概念引起了國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，但真正運(yùn)用這一概念進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究的學(xué)者并不多。筆者曾用社會(huì)資本這一概念分析其對(duì)農(nóng)村居民在村級(jí)選舉中參與的影響，發(fā)現(xiàn)只有社會(huì)資本中的社區(qū)認(rèn)同因子和社團(tuán)參與因子對(duì)農(nóng)村居民的政治參與有積極影響，而社會(huì)資本中的其他因素，諸如信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素對(duì)政治參與的影響不具統(tǒng)計(jì)顯著性(胡榮，2007) 。那么，社會(huì)資本對(duì)城市居民的政治參與又會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響呢？這也是本文想深入探討的問題。

　　本研究所用的問卷資料來(lái)源于廈門大學(xué)社會(huì)學(xué)系于2005 年2 月進(jìn)行的“廈門市居民生活狀況問卷調(diào)查”。2004 年末，廈門市戶籍總?cè)丝?467731 人，其中城鎮(zhèn)人口910424 人，占戶籍人口的比重為62.0 %；
島內(nèi)的思明、湖里兩區(qū)人口占全市人口的43.9 % ，島外人口比重為56.1 %。廈門市下轄思明、湖里、海滄、集美、同安和翔安6 個(gè)區(qū)。本次調(diào)查只在城市化程度較高的思明和湖里兩個(gè)區(qū)內(nèi)進(jìn)行。廈門島內(nèi)的思明區(qū)下轄10 個(gè)街道，共92 個(gè)社區(qū)居委會(huì)，湖里區(qū)下轄5 個(gè)街道，共31個(gè)社區(qū)居委會(huì)。本調(diào)查在這兩個(gè)區(qū)的123 個(gè)社區(qū)居委會(huì)中按隨機(jī)原則抽取20 個(gè)社區(qū)居委會(huì)，其中思明區(qū)抽15 個(gè)社區(qū)居委會(huì)，湖里區(qū)抽5 個(gè)社區(qū)居委會(huì)，每個(gè)社區(qū)居委會(huì)再按隨機(jī)原則抽取50 戶居民，共抽取1000 戶居民。具體訪問對(duì)象的選取是這樣進(jìn)行的：由調(diào)查員入戶后，在18 周歲以上的家庭成員中確定生日最接近1 月1 日者作為訪問對(duì)象。本次調(diào)查共發(fā)放1000 份問卷，回收有效問卷669 份，回收率為66.9 %。

　　在這669 個(gè)成功訪問的對(duì)象中，男性占52.4 % ，女性占47.6 %。從年齡結(jié)構(gòu)來(lái)看，30 歲以下的受訪者最多，占35.7 % ，其次是31 - 40 歲者，占29.2 % ，年齡在41 - 50 歲與51 - 60 歲的受訪者不相上下，分別為18.6 %和18.7 % ，年齡在61 歲以上者最少只占7.8 %。從文化程度來(lái)看，高中P中專P技校P職高者最多，達(dá)到35 % ，其次是大專和初中，兩者相差不大，前者占21.8 % ，后者占18.9 % ，未讀書或小學(xué)程度也占相當(dāng)?shù)谋壤�，�?3.4 % ，而讀大學(xué)本科或研究生的僅為1019 %。從戶口類別來(lái)看，市區(qū)常住的受訪者為68.5 % ，市區(qū)暫住的受訪者為23.7 % ，而非市區(qū)居住的受訪者比較少，在郊縣常住的為319 % ，其他戶口類別的受訪者也很少，僅僅占3.9 %。從個(gè)人的月收入來(lái)看，收入在800 元以下者居多，占27.4 % ，收入在801 - 1000 元者占18.0 % ，收入在1001- 1500 元為16.6 % ，收入在1501 - 2000 元者為13.3 % ，收入在2001 -3000 元與收入在5000 元以上者差不多，前者8.8 % ，后者為7.9 % ，收入在3001 - 4000 元和4001 - 5000 元之間的受訪者最少，分別占5.2 %和2.9 %。

　　二、城市居民政治參與現(xiàn)狀和構(gòu)成

　　維巴、尼和金在他們的比較政治研究中最初對(duì)共產(chǎn)黨社會(huì)的政治參與進(jìn)行過研究，他們把南斯拉夫的政治參與分為4 種形式：公共活動(dòng)、自我管理、個(gè)別接觸以及投票(Verba ，Nie & Kim ，1978) 。其他的研究也表明，共產(chǎn)黨社會(huì)的政治參與不只有一種形式。例如，維恩•迪弗蘭塞克(Vayne DiFranceisco) 和澤維•吉特曼(Zvi Gitelman) 發(fā)現(xiàn)在前蘇聯(lián)有5 種形式的政治參與“：
正式- 儀式性參與”“， 公民主動(dòng)性接觸”以及“政策實(shí)施接觸”(Difranceisco & Gitelman ，1984) 。唐納•巴赫利和布萊恩•思爾沃的研究表明，在政治改革前的蘇聯(lián)的參與可以按如下順序排列(Bahry &Silver ，1990) ：“非傳統(tǒng)的政治活動(dòng)主義、順從活動(dòng)主義、社會(huì)活動(dòng)主義以及接觸”。

　　在本項(xiàng)研究中，調(diào)查問卷共列了11 個(gè)方面的項(xiàng)目測(cè)量居民政治參與這一指標(biāo)。這些問題包括是否經(jīng)常找單位領(lǐng)導(dǎo)、是否經(jīng)常到政府投訴、是否經(jīng)常向媒體表達(dá)看法等(參看表1) 。除表中最后兩個(gè)項(xiàng)目(“你在上一次區(qū)人大代表的選舉中，有沒有去投票”和“你在上一次區(qū)人大代表的選舉中，有沒有去拉票”) 的答案為“有”和“沒有”外，其余項(xiàng)目的答案都按利克特量表設(shè)計(jì)為“經(jīng)�！薄ⅰ拜^經(jīng)�！�、“一般”、“較少”、“很少”和“沒有”6 個(gè)等級(jí)。這11 個(gè)項(xiàng)目的Cronbach"s alpha 信度系數(shù)達(dá)0.8879。

　　從表1 可以看出，在目前單位仍然掌握著相當(dāng)重要資源的情況下，通過找單位領(lǐng)導(dǎo)維護(hù)自己的利益成了相當(dāng)重要的一種政治參與管道，因此多達(dá)3.3 %和6.8 %受訪者“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)�！薄盀樽约夯蛲吕嬲覇挝活I(lǐng)導(dǎo)”。相比之下，表示“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)�！睘樽约旱暮戏ɡ嫦蛘对V只有1.9 %和4.4 %。近年來(lái)，隨著網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展，通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)表言論表達(dá)意愿的居民也越來(lái)越多，表示“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)常”在網(wǎng)絡(luò)上參與討論國(guó)家大事的受訪者分別為2.1 %和3 % ，而“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)�！痹诰W(wǎng)絡(luò)上對(duì)本市發(fā)展問題發(fā)表觀點(diǎn)的比例也分別達(dá)1.4 %和1.2 %。城市居民參與人大代表選舉的投票率達(dá)44.7 % ，雖然不如村委會(huì)選舉的投票率高，但卻高于農(nóng)村的人大代表選舉的投票率。根據(jù)主成分法對(duì)政治參與的11 個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行因子分析，經(jīng)過變值精簡(jiǎn)法旋轉(zhuǎn)，共抽取3 個(gè)因子(如表2 所示) 。根據(jù)因子負(fù)載，將這些因子分別命名為：“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印�、“利益表達(dá)因子”以及“人大選舉參與因子”。“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印卑ㄒ韵马?xiàng)目：“向人大代表、政協(xié)委員提意見”、“到政府相關(guān)部門或信訪部門上訪”、“寫信給政府相關(guān)部門或信訪部門投訴”、“帶頭到政府請(qǐng)?jiān)钢v理，找領(lǐng)導(dǎo)對(duì)話”；
“利益表達(dá)因子”包括如下項(xiàng)目：“為了自己或者同事的利益找單位領(lǐng)導(dǎo)”、“為維護(hù)自己的合法權(quán)益向政府部門投訴”、“在網(wǎng)絡(luò)上對(duì)本市發(fā)展的相關(guān)問題發(fā)表自己的觀點(diǎn)”、“給媒體寫信或打電話表達(dá)自己對(duì)一些公眾關(guān)心的問題的看法”、“在網(wǎng)絡(luò)上參與討論，對(duì)國(guó)家大事發(fā)表自己的觀點(diǎn)”；
“人大選舉參與因子”包括以下項(xiàng)目：“在區(qū)人大代表的選舉中去投票”、“在區(qū)人大代表選舉中為候選人競(jìng)選”(見表2) 。

　　我們可以從制度化程度和主動(dòng)性的強(qiáng)弱兩個(gè)維度來(lái)看待和分析測(cè)量城市居民政治參與的3 個(gè)因子。從主動(dòng)性的維度看，不同政治參與活動(dòng)所要求的主動(dòng)性是大相徑庭的，有的活動(dòng)需要參與者付出較大的努力，花費(fèi)較多的時(shí)間和精力，有的則是按部就班依程序進(jìn)行，參與者無(wú)需太多的主動(dòng)性。舉例來(lái)說(shuō)，投票選舉雖然參與者都需要付出時(shí)間和精力，但卻不需要太多的主動(dòng)性。相反，帶頭到政府請(qǐng)?jiān)�、到政府或信訪部門上訪卻是需要很強(qiáng)的主動(dòng)性，參與者不僅要付出時(shí)間、人力和物力方面的代價(jià)，而且還有可能受到打擊和報(bào)復(fù)，需要承擔(dān)相當(dāng)?shù)娘L(fēng)險(xiǎn)(參看于建嶸，2003 ；
胡榮，2007) 。另一方面，從制度化維度看，不同的參與活動(dòng)也是不一樣的。有的參與方式是制度化的，參與嚴(yán)格按程序進(jìn)行，如人大代表的選舉，但有的參與卻是非制度化的，(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁(yè))

　　參與過程充滿了不確定性。如集體上訪，到哪一級(jí)政府上訪、如何上訪以及會(huì)取得什么樣的結(jié)果都充滿了不確定性，其組織者和參與者必須隨時(shí)根據(jù)情勢(shì)的發(fā)展調(diào)整自己的策略。與此相聯(lián)系，制度化的參與通常是在法律和制度的框架內(nèi)進(jìn)行的，因而也能夠得到政府的鼓勵(lì)和保護(hù)。但非制度化的參與因?yàn)槠淇赡艹椒傻目蚣芏鴺O易使參與者處于與政府(至少是地方當(dāng)局) 對(duì)立的境地，與地方政府處于沖突的狀態(tài)，因而很難得到制度的保護(hù)，因此也是危險(xiǎn)的。如果以政治參與方式的主動(dòng)性程度為橫軸，以政治參與活動(dòng)的制度化程度為縱軸建立一個(gè)坐標(biāo)，根據(jù)因子分析所產(chǎn)生的3 個(gè)因子可以分別放到坐標(biāo)中的相應(yīng)位置。第一個(gè)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印蔽挥谧鴺?biāo)的右下方，因?yàn)檫@一因子所包括的諸多參與方式，如“到政府部門或信訪部門上訪”、“寫信給政府或信訪部門投訴”以及“帶頭到政府請(qǐng)?jiān)钢v理”等，都是高度非制度化和需要很強(qiáng)的主動(dòng)性的。就上訪來(lái)說(shuō)，雖然《信訪條例》以及相關(guān)的法令法規(guī)都規(guī)定到政府部門上訪是公民的一項(xiàng)權(quán)利，但在實(shí)際中上訪是被嚴(yán)格限制的。有關(guān)研究表明，上訪者反映的問題并不能得到解決，并且由于上訪容易將上訪者處于與地方政府對(duì)立的境地而招致打擊和報(bào)復(fù)。而到政府請(qǐng)?jiān)竸t是更為激烈的一種抗?fàn)幘S權(quán)方式。雖然我國(guó)憲法規(guī)定“公民對(duì)于任何國(guó)家機(jī)關(guān)和國(guó)家工作人員有提出批評(píng)和建議的權(quán)利；
對(duì)于任何國(guó)家機(jī)關(guān)和國(guó)家工作人員的違法失職行為，有向國(guó)家機(jī)關(guān)提出申訴、控告或者檢舉的權(quán)利”，但是，由于缺少相關(guān)法律規(guī)定，受理機(jī)關(guān)及其受理程序基本上無(wú)章可循，批評(píng)人和建議人提出批評(píng)和建議后往往沒有下文。由于缺少現(xiàn)代請(qǐng)?jiān)笝?quán)制度，公民的批評(píng)權(quán)和建議權(quán)實(shí)際上得不到保障，甚至因提出批評(píng)和建議而受到打擊和歧視的現(xiàn)象也時(shí)有發(fā)生。因此，從這個(gè)意義上說(shuō)，請(qǐng)?jiān)甘欠侵贫然模彩俏ｋU(xiǎn)的。第2 個(gè)“利益表達(dá)因子”位于坐標(biāo)中央偏右的位置，這一因子所包括的幾個(gè)項(xiàng)目，無(wú)論是“為個(gè)人或同事利益找單位領(lǐng)導(dǎo)”、“為自己的合法權(quán)益向政府投訴”，還是“給媒體寫信表達(dá)看法”或“在網(wǎng)絡(luò)上參與討論國(guó)家大事”，基本都是在制度認(rèn)可的范圍內(nèi)進(jìn)行的，也是主動(dòng)性較強(qiáng)的。必須指出的是，近年來(lái)，隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)成為公民政治參與的重要渠道。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2007 年上半年中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)用戶已達(dá)到1.45 億，中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)越來(lái)越凸現(xiàn)其表達(dá)民意和制造輿論的優(yōu)勢(shì)，許多網(wǎng)民通過網(wǎng)絡(luò)新聞的網(wǎng)友評(píng)論、BBS 論壇、各種社區(qū)以及博客等方式相互交流觀點(diǎn)，在網(wǎng)上形成強(qiáng)有力的輿論空間，受到政府和社會(huì)的強(qiáng)烈關(guān)注。第3 個(gè)“人大選舉參與因子”位于坐標(biāo)的左上方，是高度制度化的，雖然“幫助候選人競(jìng)選”需要一定的主動(dòng)性，但參與投票的主動(dòng)性卻是比較弱的(參見圖1) 。

　　三、社會(huì)資本及其他因素對(duì)城市居民政治參與的影響

　　政治參與和社會(huì)文化因素有很大的關(guān)系，以往的研究表明了這一點(diǎn)(托克維爾，1988 ；
阿爾蒙德、維伯，1989) 。在這一部分，我們將分析社會(huì)資本及其他因素對(duì)城市居民政治參與的影響。

　　作為本項(xiàng)研究重要預(yù)測(cè)變量的社會(huì)資本，主要從如下幾個(gè)方面來(lái)測(cè)量：

　　第一，居民的社會(huì)交往。本研究中用春節(jié)期間相互拜年交往的人數(shù)來(lái)測(cè)量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，以個(gè)人為單位測(cè)量居民的社會(huì)交往的范圍與構(gòu)成。居民的社會(huì)交往是連續(xù)性數(shù)值型變量。這4 個(gè)項(xiàng)目的Cronbach"s alpha信度系數(shù)為018209。

　　第二，居民的社會(huì)信任。在調(diào)查中，我們測(cè)量受訪者對(duì)單位同事、單位領(lǐng)導(dǎo)、鄰居、一般朋友、親密朋友、家庭成員、直系親屬、其他親戚、社會(huì)上大多數(shù)人、一般熟人、生產(chǎn)商、網(wǎng)友、銷售商等不同對(duì)象的信任程度。以上問題的答案分為“非常信任”、“較信任”、“一般”、“較不信任”、“很不信任”5 個(gè)等級(jí)，分別賦值4 至0 分。這13 個(gè)項(xiàng)目的Cronbach"s alpha 信度系數(shù)為0.8636。

　　第三，居民參與各種社團(tuán)情況。由于城市居民職業(yè)的多樣化，他們參與的社團(tuán)比較多。我們問受訪者是否經(jīng)常參與同鄉(xiāng)聚會(huì)、校友聚會(huì)、老戰(zhàn)友老知青的聚會(huì)、行業(yè)協(xié)會(huì)活動(dòng)、小區(qū)居委會(huì)召開的會(huì)議、寺廟或教會(huì)的活動(dòng)、學(xué)術(shù)社團(tuán)的活動(dòng)以及單位組織的集體活動(dòng)等。以上問題的答案分為6 個(gè)等級(jí)即：“經(jīng)常參加”、“較常參加”、“一般”、“較少參加”、“很少參加”、“從未參加”，分別賦值5 到0 分。這8 個(gè)項(xiàng)目的Cronbach"s alpha 信度系數(shù)為0.7186。

　　以上介紹了社會(huì)資本的問題和項(xiàng)目，那么，這些項(xiàng)目之間的關(guān)系如何呢？它們可以概括為哪幾個(gè)方面呢？ 為此，筆者進(jìn)行了因子分析。如上所述，有關(guān)社會(huì)信任以及社團(tuán)參與的問題都是按利克特量表的方式設(shè)置的，答案分別為5 個(gè)等級(jí)和6 個(gè)等級(jí)兩種，有關(guān)社會(huì)交往的答案為數(shù)字。運(yùn)用主成份法對(duì)測(cè)量社會(huì)資本的25 個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行因子分析，經(jīng)過最大方差法旋轉(zhuǎn)，共抽取7 個(gè)因子，根據(jù)因子負(fù)載，我們分別將這些因子命名為：普遍信任因子、一般信任因子、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因子、特殊信任因子、學(xué)緣社團(tuán)因子、業(yè)緣社團(tuán)因子、趣緣社團(tuán)因子。用于測(cè)量社會(huì)信任的13 個(gè)變量被分作3 個(gè)因子，即表3 中的第1 個(gè)因子“普遍信任因子”、第2 個(gè)因子“一般信任因子”、第4 個(gè)因子“特殊信任因子”。表3中的第1 個(gè)因子即普遍信任因子包括：“對(duì)社會(huì)上大多數(shù)人信任程度”、“對(duì)一般熟人信任程度”、“對(duì)生產(chǎn)商信任程度”、“對(duì)網(wǎng)友信任程度”、“對(duì)銷售商信任程度”5 個(gè)變量。表3 中的第2 個(gè)因子即一般信任因子包括“對(duì)單位領(lǐng)導(dǎo)信任程度”、“對(duì)鄰居信任程度”、“對(duì)一般朋友信任程度”、“單位同事信任程度”。表3 中的第4 個(gè)因子即特殊信任因子包括：“對(duì)家庭成員信任程度”、“對(duì)直系親屬信任程度”、“對(duì)其他親屬信任程度”、“對(duì)親密朋友信任程度”。與測(cè)量社會(huì)信任的變量被分為3 個(gè)因子不同，測(cè)量社會(huì)交往的4 個(gè)變量都可歸為一個(gè)因子，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因子。居民參與各種社團(tuán)的8 個(gè)變量則可以抽取成3 個(gè)因子，分別為表3中的第5 個(gè)因子“學(xué)緣社團(tuán)因子”、第6 個(gè)因子“業(yè)緣社團(tuán)因子”、第7 個(gè)因子“趣緣社團(tuán)因子”，其中第5 個(gè)“業(yè)緣社團(tuán)因子”包括以下2 個(gè)變量：

　　“是否經(jīng)常參加同鄉(xiāng)聚會(huì)”、“是否經(jīng)常參加校友聚會(huì)”；
第6 個(gè)業(yè)緣社團(tuán)因子包括以下4 個(gè)變量：“是否經(jīng)常參加老戰(zhàn)友老知青的聚會(huì)”、“是否經(jīng)常參加行業(yè)協(xié)會(huì)”、“是否經(jīng)常參加小區(qū)居委會(huì)召開的會(huì)議”、“是否經(jīng)常參加單位組織的集體活動(dòng)(如聚餐或旅游) “。表3 中的第7 個(gè)因子即趣緣社團(tuán)因子包括如下2 個(gè)變量：“是否經(jīng)常參加寺廟或教會(huì)的活動(dòng)”、“是否經(jīng)常參加學(xué)術(shù)社團(tuán)活動(dòng)”。

　　在研究社會(huì)資本對(duì)政治參與的多元回歸分析中，本研究用性別、年齡、文化程度、戶口類別、個(gè)人月收入在內(nèi)的個(gè)人社會(huì)地位作為控制變量，以社會(huì)資本的7 個(gè)因子為解釋變量，對(duì)居民政治參與的3 個(gè)因子進(jìn)行多元回歸分析。在回歸分析的模型中，除了年齡、個(gè)人月收入為數(shù)值型變量之外，性別、戶口類別、文化程度等都是虛擬變量。在多元回歸分析中，設(shè)置了A1、A2、B1、B2、C1 和C2 這6 個(gè)模型。模型A1、B1 和C1 的自變量是性別、年齡、文化程度、戶口類別、個(gè)人月收入，這3 個(gè)模型的因變量分別是“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印�、“利益表達(dá)因子”和“人大選舉因子”。模型A2、B2 和C2 除了上述自變量之外，還加入了社會(huì)資本的7個(gè)因子作為自變量。在這些自變量中，性別、戶口類別、文化程度均為虛擬變量。其中性別的參考變量為女性，戶口類別以非本市戶口(包括本市暫住、郊縣常住和其他類別的戶口類型) 為參考類別，文化程度以小學(xué)或未讀書的文化程度為參考類別。個(gè)人月收入與年齡仍然為數(shù)值型的變量(見表4) 。

　　表4 的分析結(jié)果表明：

　　1. 性別對(duì)城市居民的政治參與的影響沒有統(tǒng)計(jì)顯著性。在6 個(gè)模型中，男女對(duì)政治參與的3 個(gè)因變量的影響都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這一結(jié)果與以往的研究是一致的。以往的研究表明，在發(fā)達(dá)國(guó)家男女的政治參與差異不大，而發(fā)展中國(guó)家通常男性的政治參與要高于女性(Nie ，Verba & Kim ，1974) 。從一個(gè)國(guó)家內(nèi)部情況看也是發(fā)達(dá)地區(qū)男女在政治參與方面小于落后地區(qū)(Goel ，1975) ，雖然我國(guó)農(nóng)村地區(qū)男性政治參與程度要遠(yuǎn)高于女性(胡榮，2006) ，但史天健在北京的研究則表明男女政治參與相差不大(Shi ，1997 ：170) 。

　　2. 年齡對(duì)政治參與具有復(fù)雜多樣的影響。在6 個(gè)模型中，除了A2中因加入社會(huì)資本的各變量而使得對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印钡挠绊懖痪哂薪y(tǒng)計(jì)顯著性外，年齡在其他的5 個(gè)模型中都具有統(tǒng)計(jì)顯著性。不過，年齡對(duì)3 個(gè)因變量的影響方向是不一樣的。在模型A1 中，我們同時(shí)加入了年齡和年齡的平方這兩個(gè)自變量，年齡對(duì)因變量的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為負(fù)值，年齡的平方為正值，表明年齡對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印钡挠绊懗蔝 型，即30 歲以下年齡組在維權(quán)抗?fàn)幏矫娴膮⑴c度最高，41 - 50 歲年齡組則降至最低，而后又隨著年齡的增長(zhǎng)而逐步提升。在模型B1 和B2 中，年齡對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響隨年齡的增長(zhǎng)而減弱，這種影響是直線的。

　　在模型C1 和C2 中，年齡對(duì)“人大選舉參與因子”的影響則呈倒U 型，即年輕人在這方面的參與程度不高，而后隨著年齡的增長(zhǎng)逐步提升，至51 - 60 歲年齡組升到最高值，而后又大幅下降。

　　3. 收入只對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性，戶口類型僅對(duì)“人大選舉參與因子”有影響。在6 個(gè)模型中，收入只在模型B1 和B2 中對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明個(gè)人的收入越高就會(huì)越多地參與到利益表達(dá)的這些活動(dòng)中來(lái)。另一方面，戶口對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印焙汀袄姹磉_(dá)因子”的影響都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，只對(duì)“人大選舉參與因子”的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性，本市戶口在人大選舉中的參與明顯高于非本市戶口。本次調(diào)查中受訪者參與人大代表選舉的比例是44.7 % ，雖然低于農(nóng)村高達(dá)70 %至80 %的村委會(huì)選舉參與率(參看胡榮，2001) ，但卻高于農(nóng)村的人大代表選舉參與率。① 進(jìn)一步的交互分類分析表明，本次調(diào)查中具有本市戶口者參與人大代表投票的比例是57.4 % ， 而非本市戶口參與人大代表選舉的比例只有19.8 %。

　　4. 受教育程度只對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性。以往的研究表明，在西方民主國(guó)家教育程度較高者參與投票的比例也較高(參看Campbell ，Converse ，Miller & Strokes ， 1960 ；
Verba ， Nie & Kim ，1978) ，而在選舉流于形式的前東歐社會(huì)主義國(guó)家則是呈相反趨勢(shì)，即教育程度越高者參與投票的比例越低(參看Bahry & Silver ，1990) 。在模型C1 中，只有“大�！睂哟蔚氖茉L者比“小學(xué)”層次的受訪者在人大代表選舉中參與程度略高且有統(tǒng)計(jì)顯著性，其他幾個(gè)層次的受訪者與“小學(xué)”層次的受訪者相比在統(tǒng)計(jì)上都不具有顯著性。在加入社會(huì)資本的各變量之后，這一顯著性也消失了。在模型A1 和A2 中，受教育程度對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印钡挠绊懚疾痪哂薪y(tǒng)計(jì)顯著性，表明教育程度較高者不一定更多地參與上訪、請(qǐng)?jiān)傅容^為激烈的維權(quán)方式。只有模型B12中，在未加入社會(huì)資本諸變量的情況下，教育程度對(duì)“利益表達(dá)因子”具有正向積極的影響，且具有統(tǒng)計(jì)顯著性。但在模型B2 中，在加入其他社會(huì)資本變量的情況下，不同受教育程度對(duì)因變量影響的統(tǒng)計(jì)性消失。那么，社會(huì)資本諸因素對(duì)政治參與的3 個(gè)因子的影響又是如何呢？首先，從總體上看，社會(huì)資本對(duì)政治參與的各個(gè)方面都起著巨大的影響。在沒有加入社會(huì)資本各因素之前，模型A1、B1 和C1 的判定系數(shù)分別只有1.2 %、15.9 %和12.3 % ，而在加入社會(huì)資本各因素之后模型A2、B2 和C2 分別達(dá)到14.7 %、21.5 %和19 % ，分別提升達(dá)13.5 %、5.6 %和6.7 %(參見表4) 。

　　其次，三種信任因子對(duì)3 個(gè)因變量影響的方向和程度都存在差異。普遍信任因子和一般信任因子只對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性，而對(duì)另外兩個(gè)因變量的影響不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。特殊信任因子對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁(yè))

　　但對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印焙汀叭舜筮x舉參與因子”的影響都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，只不過方向不一樣，即對(duì)前者的影響是負(fù)向的，對(duì)后者的影響是正向的。

　　第三，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因子對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印庇蟹e極影響。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)因子對(duì)“利益表達(dá)因子”和“人大選舉參與因子”的影響不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印眳s具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源越多者越可能參與維權(quán)抗?fàn)�。西方的社�?huì)運(yùn)動(dòng)理論中的資源動(dòng)員理論認(rèn)為，真正決定社會(huì)運(yùn)動(dòng)的不是社會(huì)的不滿，而是所能動(dòng)員的資源(McCarthy& Zald ，1977) 。相關(guān)的研究表明，在微觀層面的動(dòng)員過程中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)個(gè)人參與社會(huì)運(yùn)動(dòng)有影響作用(Passy & Giugni ， 2001) 。第四，社團(tuán)參與對(duì)政治參與的3 個(gè)方面都存在不同程度的影響。

　　總體來(lái)看，雖然3 個(gè)社團(tuán)因子對(duì)不同層面的政治參與都存在一定的影響，但影響的程度卻是不同的。就學(xué)緣社團(tuán)因子來(lái)看，它對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響最為顯著，其次是對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印钡挠绊�，但�?duì)“人大選舉參與因子”的影響不具有統(tǒng)計(jì)顯著性；
業(yè)緣社團(tuán)因子對(duì)政治參與的3個(gè)層面都有著相當(dāng)程度的影響；
趣緣社團(tuán)因子對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印钡挠绊懽畲�，其�?biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)達(dá)01269 ，均高于其他兩個(gè)社團(tuán)因子對(duì)“維權(quán)抗?fàn)幰蜃印钡挠绊�，但它�?duì)“人大選舉參與因子”的影響則只有微弱的統(tǒng)計(jì)顯著性，而對(duì)“利益表達(dá)因子”的影響則不具有統(tǒng)計(jì)顯著性(參見表4) 。

　　四、討論與結(jié)論

　　以上根據(jù)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析了廈門市居民政治參與的情況以及社會(huì)資本等因素對(duì)政治參與的影響。從研究結(jié)果可以看到，現(xiàn)階段城市居民的政治參與方式日益多元化，既有為自己或同事的利益去找單位領(lǐng)導(dǎo)這種較為傳統(tǒng)的接觸方式，也有通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)表觀點(diǎn)這種新的參與方式；
既有參與人大代表選舉這種制度化的參與，也有上訪、投訴甚至是請(qǐng)?jiān)傅容^為激烈的參與方式。概括來(lái)看，目前城市居民的政治參與的多元化表現(xiàn)在如下三個(gè)方面：

　　第一，原有的通過找單位領(lǐng)導(dǎo)的個(gè)人接觸仍然是重要的參與方式。在長(zhǎng)期計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下形成的“單位制”使得城市居民高度依附于所在的工作單位，形成單位辦社會(huì)。工作單位不僅僅是一個(gè)經(jīng)濟(jì)組織，它除了給予人們各種福利，同時(shí)承擔(dān)著政府的某些職能以對(duì)單位成員進(jìn)行管理(參看Walder ，1991 ；
Bian ，1994) 。個(gè)人職務(wù)的提升、住房的分配以及各種各樣的福利都是與單位聯(lián)系在一起的。這使得單位對(duì)城市居民的重要性要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于他們居住社區(qū)的重要性。因此，那時(shí)候，更多單位成為人們利益表達(dá)的重要場(chǎng)所，找單位領(lǐng)導(dǎo)成了一種政治參與的重要方式(參看Shi ，1997) 。改革幾十年來(lái)，“單位辦社會(huì)”的情況已經(jīng)在很大程度上得到改變，城市社區(qū)的建設(shè)也取得了一定成績(jī)，但單位仍然控制著相當(dāng)多的資源，因此許多問題仍是通過找單位領(lǐng)導(dǎo)這種政治接觸的方式才能得到解決。

　　第二，新的參與方式不斷涌現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)成為城市居民表達(dá)意見的一個(gè)重要平臺(tái)。隨著網(wǎng)絡(luò)的普及和網(wǎng)民的增加，更多的城市居民借助網(wǎng)絡(luò)表達(dá)利益、參與決策，從而形成影響政治過程的“網(wǎng)絡(luò)政治參與”。中國(guó)的網(wǎng)絡(luò)開始成為繼傳統(tǒng)大眾傳媒之后又一重要的民意表達(dá)管道，中國(guó)公民的網(wǎng)絡(luò)政治參與表現(xiàn)得異常搶眼，成為了我國(guó)政治生活中的一大亮點(diǎn)。當(dāng)網(wǎng)絡(luò)中分散的公民意見通過網(wǎng)絡(luò)橫向互動(dòng)整合成整體性聲音的時(shí)候，民意便開始有了力量，并可能對(duì)現(xiàn)實(shí)的政治生活產(chǎn)生重大影響，從而強(qiáng)化了中國(guó)公民通過網(wǎng)絡(luò)積極參與政治的行為。

　　第三，地方人大代表選舉的重要性日益顯現(xiàn)。目前中國(guó)基層的人民代表大會(huì)制度并不是十分完善，城市居民參與人大代表的選舉十分有限；
基層的人大制度也存在一些問題，如民主和平等的選舉原則有待深入貫徹，選民對(duì)代表不便進(jìn)行有效監(jiān)督等(王小彬，2001) 。雖然基層人大代表的選舉遠(yuǎn)不如農(nóng)村村委會(huì)選舉激烈，但隨著人大制度的完善，參與這一選舉的選民會(huì)越來(lái)越多。我們這次調(diào)查表明，城市居民中參與基層人大代表選舉的比例雖然遠(yuǎn)低于農(nóng)村村委會(huì)選舉，但要高于農(nóng)村人大代表選舉的參與率。目前中國(guó)的基層人大代表選舉制度正在轉(zhuǎn)型，如2003 年4 - 5 月間，在深圳市出現(xiàn)了十多個(gè)選民在官方提名之外要求獨(dú)立參選人大代表的事例，在全國(guó)范圍內(nèi)提出了一個(gè)進(jìn)行基層人民代表大會(huì)選舉制度改革的要求，這種要求在全國(guó)以致中央都引起了積極的反應(yīng)。這些事件在當(dāng)前中國(guó)基層政治發(fā)展中具有重要的符號(hào)象征意義，標(biāo)志著中國(guó)的民主政治正向新的階段邁進(jìn)。當(dāng)然，要使選舉成為居民重要的政治參與渠道，還有待于進(jìn)一步發(fā)揮人大代表的作用，以及進(jìn)一步擴(kuò)大代表的直選范圍。

　　本項(xiàng)研究的另一個(gè)發(fā)現(xiàn)是社會(huì)資本對(duì)于政治參與有著非常積極和正面的作用。在預(yù)測(cè)政治參與的3 個(gè)模型中，無(wú)論是維權(quán)抗?fàn)幰蜃樱�是利益表達(dá)因子，或是選舉參與因子，在加入社會(huì)資本的諸因素后，模型的解釋力有了很大提高，這表明城市社區(qū)的社會(huì)資本確實(shí)在很大程度上可以促進(jìn)城市居民的政治參與。而在社會(huì)資本的各個(gè)因素中，社團(tuán)的參與是非常重要的一環(huán)。在回歸模型的分析中，不同類型的社團(tuán)參與都對(duì)三種政治參與方式或多或少產(chǎn)生積極的影響。城市居民政治參與多元化是中國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)深刻變革的反映。在傳統(tǒng)社會(huì)主義體制中，全部社會(huì)資源都控制在國(guó)家及政府手中，在社會(huì)主義公有制之外，幾乎不存在自由流動(dòng)的資源和自由活動(dòng)的空間。國(guó)家通過嚴(yán)格的戶籍制度和“單位制”等手段，將所控制的社會(huì)資源分配至個(gè)人，從而形成對(duì)個(gè)人控制。改革開放以后，單一的社會(huì)主義所有制發(fā)展成為多種經(jīng)濟(jì)成分并存的局面，收入分配的貧富差異和利益分化加速。同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)成分的多元化，單位制度逐步解體，從原有的體制中和邊緣處產(chǎn)生了一些新的社會(huì)群體或階層，中國(guó)社會(huì)變得更具流動(dòng)性了。各種各樣的民辦企業(yè)、外資企業(yè)，以及各種中介性的社會(huì)團(tuán)體等也逐漸發(fā)展起來(lái)。這些社會(huì)組織或群體不再受國(guó)家的直接控制，其占有資源和社會(huì)地位也不是國(guó)家分配的結(jié)果。正是這種社會(huì)變革導(dǎo)致了現(xiàn)階段城市居民政治參與的多元化。

　　與這種社會(huì)結(jié)構(gòu)的變化相對(duì)應(yīng)，自改革開放以來(lái)，城市居民的社團(tuán)參與情況已經(jīng)有了很大發(fā)展。我國(guó)社團(tuán)組織數(shù)量迅速增長(zhǎng)，1988 年至2003 年年均增長(zhǎng)速度達(dá)到34 %(民政部民間組織管理局，2005) ；
另?yè)?jù)民政部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，截至2008 年第一季度，我國(guó)共擁有各類社會(huì)團(tuán)體21萬(wàn)個(gè)，民辦非企業(yè)單位1714 萬(wàn)個(gè)，基金會(huì)1341 個(gè)(民政部，2008) 。但是，我國(guó)的社團(tuán)組織還是不夠發(fā)達(dá)。發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)每萬(wàn)人擁有的非營(yíng)利組織一般都有十多個(gè)以上，其社團(tuán)發(fā)展相當(dāng)成熟，規(guī)模相當(dāng)龐大，在西方社會(huì)中扮演著舉足輕重的作用；
而我國(guó)每萬(wàn)人擁有非政府組織數(shù)量?jī)H211 個(gè)，不僅遠(yuǎn)少于發(fā)達(dá)國(guó)家，而且與一些發(fā)展中國(guó)家相比也差距較大。因此，要更好地推進(jìn)中國(guó)的民主化進(jìn)程，不僅需要進(jìn)行政治體制的改革，讓人民有更多的渠道參與政治，還需要培育更多的社團(tuán)和中介組織，因?yàn)檫@種與社團(tuán)參與相聯(lián)系的公共精神或社會(huì)資本，才是民主政治發(fā)展的穩(wěn)定力量。

相關(guān)熱詞搜索：城市居民 資本 參與 政治 社會(huì)