周 含

引言

隨著改革開放的進一步深化和市場經(jīng)濟的進一步發(fā)展，社會矛盾問題越來越多地浮出水面。而近年來，各級人民政府也逐漸開始將“維護社會穩(wěn)定”作為各項工作的重中之重。而這其中，城市又因其人口密集、機關(guān)單位集中、社會分層明顯、現(xiàn)代化程度高，而更易發(fā)生各種事件，且一旦發(fā)生事件后果將更為嚴(yán)重；故城市更加受到政府和居民關(guān)注。因此，研究城市居民對政府的滿意度，并進一步推測居民的行動選擇傾向及其成因，將成為事關(guān)政治穩(wěn)定的重要問題。

一、文獻綜述

目前，國內(nèi)學(xué)者對政府滿意度的研究主要集中在行政學(xué)及國家行政管理領(lǐng)域，又進一步集中在測評方法和政府行為上。而在社會學(xué)學(xué)科中，李秀玫、黃榮貴和桂勇（2014）探討了城市居民的休閑活動與個人集體行動傾向之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)具有“公共性的”公共領(lǐng)域中，休閑活動對城市居民的集體行動傾向具有正向影響，私人領(lǐng)域內(nèi)的休閑活動則對城市居民的集體行動傾向有負(fù)向影響。在此之上他們提出，休閑活動的選擇可能與樣本的主體特征（如社會經(jīng)濟地位）有關(guān)，但并沒有進行進一步的驗證。金雅然、鐘笑寒（2014）提出，政治參與和政治態(tài)度，可能受到了電視節(jié)目潛移默化的影響。新聞節(jié)目有助于人們參加投票；而娛樂節(jié)目則不利于人們參加這樣的政治活動，并且娛樂節(jié)目在一定程度上減少了人們的激進行為，使得人們傾向于維持政治現(xiàn)狀。但總的來看，中國的電視節(jié)目主要發(fā)揮了信息傳遞的作用，對人們政治信念的影響則較為有限，政府對媒體的管制既沒有增加人們對于國家的支持程度，也沒有培養(yǎng)積極的政治參與態(tài)度。后夢婷、翟學(xué)偉（2014）則使用了“政治信任”這一概念，他們通過對五個城市的抽樣調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，制度主義與社會文化因素同時在城市居民的政治建構(gòu)中發(fā)揮作用。經(jīng)濟增長和收入提高不會對政治信任帶來太多正面作用，說明單一依賴經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)不再能有效提高中國人的政治信任；而“參與-信任”模式在中國仍然短缺。 更多學(xué)者專注于探討如何提高居民的政治參與上。如，胡榮（2008）通過對廈門市市民的問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，社會資本對居民的政治參與有非常積極和正面的作用，地方人大代表選舉的重要性也日益顯現(xiàn)。張云武、楊宇麟（2009）發(fā)現(xiàn)，性別、年齡、文化程度對于居民的意見表達(dá)政治參與和利益表達(dá)政治參與均具有較大影響；家庭滿意度對于利益表達(dá)政治參與具有正向影響,而工作滿意度和個人滿意度卻對其不具有顯著影響。他們認(rèn)為，在當(dāng)前提高居民的政治參與程度，需要提高居民的整體文化水平以及加強城市建設(shè)與完善社會保障制度。在前人的基礎(chǔ)上，本文主要關(guān)心政府滿意度的具體影響因素及原因，并利用豐富全面的C G S S數(shù)據(jù)對其進行檢驗和解釋。

二、理論假設(shè)

本文所指的政府滿意度，主要指居民對政府決策和政府官員的評價高低、是否信任政府的說法、是否愿意支持和參與政府決策等，其測量方法會在本文的第四部分進行解釋。

（一）基本社會特征與政府滿意度

本文所說的“基本社會特征”，主要指性別和年齡。在傳統(tǒng)的性別-社會角色觀念中，男性比女性具有更多的接觸政治生活的機會，因此對現(xiàn)行政治體系有更多了解，并可能進而派生出更多不滿。因此提出假設(shè)1 A：女性的政府滿意度高于男性。根據(jù)社會化理論，年紀(jì)更大的人通常社會化程度更高，對許多規(guī)則（包括經(jīng)濟的、政治的和社會的）成功進行了內(nèi)化，對于現(xiàn)行制度接受程度可能更高；而年輕人則因為涉世未深，對尚不了解的領(lǐng)域充滿質(zhì)疑。因此提出假設(shè)1 B：年齡與政府滿意度呈正相關(guān)。

（二）政治宗教身份與政府滿意度

本文所說的政治宗教身份，主要指民族、宗教信仰和政治面貌（所屬黨派）。由于中國是一個漢族人口數(shù)量占絕對優(yōu)勢的多民族國家，漢語是全國通用語言。相比之下，少數(shù)民族在政治生活上可能相比漢族有諸多不便。因此先提出假設(shè)2 A：少數(shù)民族的政府滿意度可能比漢族的政府滿意度低。中國是由共產(chǎn)黨領(lǐng)導(dǎo)的社會主義國家，沒有所有公民集體信仰某一宗教的傳統(tǒng)，大部分人都是無神論者。近年來的恐怖主義行為與騷亂又多假借某些宗教極端教派之名，某種意義上說明宗教信仰可能影響居民的政府滿意度。因此提出假設(shè)2 B：有宗教信仰的人政府滿意度可能低于無宗教信仰的人。同樣由于我國一黨執(zhí)政、多黨參政的黨派制度，執(zhí)政黨和參政黨的身份差別可能會對政府滿意度造成影響。因此提出假設(shè)2 C：政治面貌不同的人，其政府滿意度也不同。其中民主黨派的政府滿意度較共產(chǎn)黨員為低。

（三）社會資本與政府滿意度

本文所說的社會資本，主要指受教育程度、收入和社會經(jīng)濟地位。受教育程度會影響人們對社會運行方式的理解。受教育程度低的人可能習(xí)慣了缺少政治生活的情況，因此也談不上不滿意；但受教育程度高的人清楚自己按法律規(guī)定應(yīng)有的權(quán)利以及政治的合理運行模式；當(dāng)權(quán)利得不到滿足、或政治運行狀況不合理時，就可能對政府產(chǎn)生不滿。至于受教育程度對收入及社會經(jīng)濟地位的影響以及對政府滿意度的間接影響，就留給這兩個變量單獨討論。因此提出假設(shè)3 A：受教育程度與政府滿意度呈負(fù)相關(guān)。收入是與許多指標(biāo)顯著相關(guān)的重要變量。收入高通常意味著可支配資源多，有更多機會參與和影響各種政治活動；收入高也可能得益于當(dāng)前的政治狀況。因此提出假設(shè)3 B：收入與政府滿意度呈正相關(guān)。社會經(jīng)濟地位則綜合衡量了收入、社會聲望等要素，反映了一個人在社會中總體上所處的位置。社會心理學(xué)認(rèn)為，并不是絕對的貧窮、而是相對剝奪感使人感到不滿；而社會經(jīng)濟地位高通常意味著幸福感高。因此提出假設(shè)3 C：社會經(jīng)濟地位低的人比社會經(jīng)濟地位高的人，政府滿意度為低。

（四）個人經(jīng)歷與政府滿意度

本文所說的個人經(jīng)歷，主要指是否在社會生活中遭遇過不公平對待。對于每個個體而言，其親身經(jīng)歷比所有道聽途說都具有更強的說服力加權(quán)。即使人人都在稱贊政府，如果樣本本人遭受過不公正待遇，也不會相信其他人的言辭。同樣，身邊人的經(jīng)歷也會有較強的加權(quán)，但由于關(guān)系遠(yuǎn)近與加權(quán)強度的關(guān)系不便測量，這里僅選取樣本本人的經(jīng)歷。因此提出假設(shè)4 A：在社會生活中遭遇過不公平對待的人，比起沒有遭遇過不公平對待的人政府滿意度低。

三、數(shù)據(jù)庫與變量選取

本文所使用的關(guān)于對政府態(tài)度的變量以及個人特征的變量，均來自于微觀數(shù)據(jù)庫“中國綜合社會調(diào)查（C G S S）”。該調(diào)查采用多階段分層隨機抽樣的方法，樣本覆蓋了中國內(nèi)地多個省、自治區(qū)、直轄市，調(diào)查了大量關(guān)于樣本的基本社會屬性、人生經(jīng)歷、觀點態(tài)度等信息。本文主要使用2006年的截面數(shù)據(jù)進行分析，因為這一次問卷中對于政府態(tài)度和傾向的問題最為豐富全面，包含了各個方面的內(nèi)容。本文的主要因變量是樣本的政府滿意度。在排除了一些僅詢問政治參與度的問題后，本文用以下幾個16問題和系列量表來測量樣本對當(dāng)前政治環(huán)境的滿意程度，總分越高為滿意程度越高，總分低則為滿意程度低。具體的題目和對應(yīng)的計分標(biāo)準(zhǔn)見表1。

表1中，E6、E47-8、E47-10、E47-12體現(xiàn)的是對當(dāng)前政府及其成員行為的評價；E23-E27體現(xiàn)的是對政府及其成員不當(dāng)行為的實際抗?fàn)帲籈39、E47-11、E47-18體現(xiàn)的是對政府的總體信任程度，E47-29、E47-30體現(xiàn)樣本的政治參與意愿，間接體現(xiàn)樣本對民主政治的信任。本文認(rèn)為，在普通的政治態(tài)度正向加分的基礎(chǔ)上，采取實際抗?fàn)幮袆右馕吨馐芰溯^大的不公正待遇，反映了對政府較為強烈的不滿，因此對其計負(fù)分。在計算出總分后，再根據(jù)結(jié)果分布狀況轉(zhuǎn)換為百分制。

本文的自變量如前文所述，包括性別、年齡、民族、宗教信仰、政治面貌、受教育程度、收入、社會經(jīng)濟地位、個人經(jīng)歷等。本文預(yù)期對各自變量與因變量的相關(guān)性是否顯著進行測量，并進一步計算相關(guān)系數(shù)、建立模型，對每個自變量的變動將對因變量造成何種程度的影響進行解釋。

四、統(tǒng)計與分析

本文使用 S T A T A 統(tǒng)計分析軟件進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。經(jīng)過篩選，被納入計算的樣本總數(shù)為4848，其中男性2221人，女性2627人。年齡分布從18歲到70歲，均值為41.3，總體呈正態(tài)分布。將受教育程度分為小學(xué)及以下、初中、高中、大學(xué)?？萍耙陨纤募?，則小學(xué)及以下占17.76%，初中32.45%，高中及中專31.16%，大專及以上18.63%。少數(shù)民族占4.41%，有宗教信仰的占12.33%，黨員占10.19%。

根據(jù)計算規(guī)則，因變量政府滿意度的理論最大值為110，最小值為15；實際最大值為110，最小值為28。百分制化后，最大值為99，最低值為25.2，均值為73.35，偏態(tài)系數(shù)為-.53，呈左偏態(tài)勢，低值較少，高值較多。

經(jīng)過初步的顯著性檢驗，有10個自變量通過了檢驗。具體包括：民族（p<0.01）、年齡（p<0.01）、教育程度（p<0.01）、政治面貌（p<0.01）、社會經(jīng)濟地位（p<0.05）、是否在土地征用中遭受過不公平對待（p<0.01）、是否在城市拆遷中遭受過不公平對待（p<0.01）、是否在企業(yè)改制中遭受過不公平對待（p<0.01）、是否在失業(yè)保障中遭受過不公平對待（p<0.01）、是否在基層選舉中遭受過不公平對待（p<0.01）。

表2 多元線性回歸建模結(jié)果

未通過檢驗的自變量有7個，具體包括：性別、宗教信仰、月收入、是否在房產(chǎn)糾紛中遭受過不公平對待、是否在宅基地分配中遭受過不公平對待、是否在債務(wù)糾紛中遭受過不公平對待是否在其他方面遭受過不公平對待。

在此基礎(chǔ)上，本文進行了多元回歸模型的建立和優(yōu)化。最終得出，對政府滿意度具有顯著性影響的自變量如表2，每一序列至少有一個分項具有統(tǒng)計顯著性。

表2數(shù)據(jù)表明，在控制了其他變量之后，以最高受教育程度為小學(xué)者為參照群體，受教育程度為初中的影響不顯著，受教育程度為高中將使政府滿意度下降1.137，受教育程度為大專及以上者，將使政府滿意度進一步下降1.544。假設(shè)3 A得到驗證。

在政治面貌中，控制了其他變量之后，以黨員為參照群體，是團員將使政府滿意度下降2.131，群眾沒有顯著影響。此外，民主黨派人士的相關(guān)系數(shù)高達(dá)-9.280，但卻不具備統(tǒng)計顯著性，這是由于民主黨派的樣本量只有7人，可能存在較大的抽樣誤差。但總體上講，黨員的政府滿意度要高于其他政治面貌的群體，假設(shè)2 C得到部分驗證。

在個人經(jīng)歷中，在土地征用、城市拆遷、企業(yè)改制、失業(yè)保障和基層選舉方面遭受過不公平對待，均顯著降低政府滿意度。降低最少的是企業(yè)改制，為2.689；降低最多的是基層選舉，為5.465。而對政府滿意度沒有顯著性相關(guān)的不公正待遇，則分布在房產(chǎn)糾紛、宅基地分配、債務(wù)糾紛和其他領(lǐng)域。不難看出，有顯著性影響的因素發(fā)生在與政府行為或基層政治直接相關(guān)的領(lǐng)域，可能直接導(dǎo)致了當(dāng)事人對政府工作現(xiàn)狀的不滿；沒有顯著性的則更多地與經(jīng)濟領(lǐng)域相關(guān)，對政府滿意度的影響比較間接。假設(shè)4 A得到部分驗證。

在控制了其他變量之后，社會經(jīng)濟地位的降低也顯著導(dǎo)致了政府滿意度的降低。值得一提的是，收入無論是使用原始數(shù)據(jù)，還是從高到低分成幾組，都與政府滿意度不顯著相關(guān)。對此可以解釋為，當(dāng)前中國的社會分層狀況中，經(jīng)濟和政治地位還沒有完全整合，收入高未必代表著更高的政治地位，反之亦然，因此收入并不能直接解釋政府滿意度。但當(dāng)把社會地位也控制之后，社會地位與政治地位是相關(guān)的，因此社會經(jīng)濟地位會顯著影響政府滿意度?？傊?，假設(shè)3 C得到驗證，假設(shè)3 B被推翻。

在未能通過顯著性檢驗的變量中，性別的影響可能被化解為其他因素。例如，性別與政治面貌的相關(guān)性經(jīng)卡方檢驗具有統(tǒng)計顯著性（p<0.01），性別與受教育程度T檢驗具有統(tǒng)計顯著性（p<0.01），性別與社會經(jīng)濟地位的相關(guān)性經(jīng)S o me r’s d檢驗也具有統(tǒng)計顯著性（p<0.05）。盡管這依舊證明性別會影響人的政治參與可能，但直接對政府滿意度造成影響的并不是性別本身。假設(shè)1 A被推翻。

年齡也是同樣的道理。年齡對政府滿意度的影響主要通過受教育程度、人生經(jīng)歷和政治資歷來體現(xiàn)，并不是年齡本身的影響。同樣，年齡與政治面貌（p<0.01）、社會經(jīng)濟地位（p<0.01）、受教育程度（p<0.01）的相關(guān)度統(tǒng)計顯著性均得到了檢驗。假設(shè)1 B被推翻。

民族的影響也未通過最終的顯著性檢驗。這可能由于，雖然少數(shù)民族居民數(shù)量少、居住偏遠(yuǎn)，同時我國充分考慮了少數(shù)民族的困難，對于少數(shù)民族有諸多優(yōu)惠政策：不僅在各項考試中為少數(shù)民族學(xué)生加分，還在所有人大代表中少數(shù)民族代表的比例均大于民族人口占總?cè)丝诘谋壤?，也注意提拔少?shù)民族干部，從而抵消了這種劣勢。民族與社會經(jīng)濟地位、受教育程度的相關(guān)性均未通過顯著性檢驗，也證明了這一點。假設(shè)2 A被推翻。

宗教信仰也不具備顯著性。和性別類似，宗教信仰與社會經(jīng)濟地位（p<0.05）、受教育程度（p<0.01）、政治面貌（p<0.01）的相關(guān)性均得到了顯著性驗證，這可能是由于特定地區(qū)的經(jīng)濟、文化習(xí)俗同時影響了宗教信仰和政治生活，因此宗教信仰對政府滿意度的影響較為間接。假設(shè)2 B被推翻。

五、結(jié)論與啟示

綜合上文可見，我國在2006年時，城市居民的政府滿意度總體較高，低值較少，總體上對我國政府工作狀況比較滿意。

在通過顯著性驗證的變量中，對政府滿意度影響最大的是，居民是否在由政府主導(dǎo)的行為中遭受不公正對待，其中又以基層選舉的影響最為強烈，經(jīng)濟領(lǐng)域的不公正對待則沒有顯著性影響。這是由于人們會以自身經(jīng)歷對政府滿意度強烈加權(quán)，并根據(jù)是否政府行為而改變對政府工作現(xiàn)狀的態(tài)度。

當(dāng)教育程度達(dá)到高中及同等文憑以上，教育程度的提高會導(dǎo)致政府滿意度的下降，這是因為隨著教育程度的提高，人們對自己應(yīng)有的政治權(quán)利和政治生活應(yīng)有的發(fā)展模式有了更多了解，比起教育程度低的人，更加了解自己的政治權(quán)利是否獲得滿足、更能敏銳地意識到當(dāng)前政府工作的不足，并對此產(chǎn)生不滿意的心理。

中共黨員會使政府滿意度提升，這可能由于黨員對政治生活的參與較多、話語權(quán)較大，也可能是由于黨員對當(dāng)前政府工作狀態(tài)產(chǎn)生了內(nèi)化的認(rèn)同。是共青團員會使政府滿意度顯著降低，這可能是由于他們年輕，政治熱情比較高，但沒有獲得更多參政機會而產(chǎn)生不滿。民主黨派成員的政府滿意度明顯低于其他政治面貌的人，但由于樣本中比例較少，不具統(tǒng)計顯著性。

社會經(jīng)濟地位的降低也會降低政府滿意度。社會地位和經(jīng)濟地位比社會上的其他人低，會促其產(chǎn)生相對剝奪感，并進一步對政府工作產(chǎn)生不滿；社會經(jīng)濟地位的提高則相反。收入的影響被納入社會經(jīng)濟地位當(dāng)中，不單獨具備統(tǒng)計顯著性。

民族對政府滿意度的影響不具備統(tǒng)計顯著性，也沒有顯著影響教育程度、社會經(jīng)濟地位等變量，這可以視為是由于我國向少數(shù)民族傾斜的民族政策取得了良好的結(jié)果。

性別和宗教信仰也不直接影響政府滿意度，但不可忽視的是，性別和宗教信仰會顯著影響政治面貌、社會經(jīng)濟地位、受教育程度等變量，預(yù)示著我國不同性別和不同信仰者的發(fā)展仍很不平衡。如這一問題不能得到解決，有可能被別有用心的人利用。

總而言之，為提高城市居民的政府滿意度，政府仍需注意自身在各項主導(dǎo)行為中的公平正義問題，實現(xiàn)法律中允諾的居民政治權(quán)利，依法治國，提高居民收入，并注意平衡不同人群的權(quán)力和利益。

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