陳濟冬 李曉清 孫圣民

0 引言

民主不僅是一種宏觀的政治結構，也是一種微觀的治理實踐。宏觀層面的民主對一個發(fā)展中國家來說很難度量，長期以來，微觀層面的政治參與成為研究民主政治制度的重要形式。所謂政治參與，是指普通公民通過直接與間接方式影響政治權力體系及公共政治生活的政治行為(Barnes and Kaase，1979)。居民政治參與模式由參與心態(tài)、行為方式、目標模式和價值取向所構成，在不同的環(huán)境條件下，參與模式并不完全相同。它是現代社會民主制度賴以存在的基礎，也是衡量國家民主發(fā)展程度的重要標志之一。作為有效政治制度的體現，政治參與建立了公眾與政府執(zhí)政過程的關聯(lián)，它允許公眾直接或者間接地向政府傳達利益關切的問題 (Chen, et al, 2016;Chen Xu, 2017a, 2017b)。

居民有序的政治參與，不僅可以提高政府對民眾要求的回應度，而且能夠促進國家地區(qū)的政治發(fā)展、社會穩(wěn)定。在一些發(fā)展中國家，政府嘗試權力下放、推行基層民主政策(Stiglitz， 2002)，政治參與、基層民主的積極作用與局限性引起學者廣泛關注。Olken(2010)選取印尼3個省份48個村莊的樣本數據，研究直接民主對當地公共產品供給的決策影響，研究發(fā)現村民很享受“參與”事務，政治參與過程不僅增加了村民的滿意度，而且提升了村民自發(fā)參與的積極性?；鶎用裰鞯陌l(fā)展不僅增加了當地政府的關注度，而且促使了政府公共支出的政策傾斜。Chattopadhyay and Duflo(2004)選取265個村莊選舉數據發(fā)現，在印度村莊里，領導者的性別差異產生了投資偏向，婦女組織的選舉活動催生了婦女導向型政策。Foster and Rosenzwig(2001)同樣發(fā)現印度村莊選舉促使當地政府增加了道路建設投資，而減少了水利灌溉設施投資。因為道路建設支出能夠為沒有耕地的農民提供就業(yè)機會。

中國作為世界第二大經濟體，經濟社會高速發(fā)展。隨著中國經濟發(fā)展和社會改革的不斷深化，中國政治民主現狀成為學者關注的焦點，一方面，中國城市居民的政治參與水平逐步提高，政治參與形式呈現多樣化；另一方面，中國當前政治體系是由計劃經濟時期行政命令轉型而來的，政府仍舊掌握大量經濟、社會管理權限。在經濟社會發(fā)展過程中我國城市居民的政治參與呈現怎樣的特征？本文使用2013年在中國30個省會城市進行的居民生活調查抽樣數據，分析當前中國城市居民政治參與行為的現狀和決定因素。主要研究不同特征群體在政治參與形式中的表現差異，個人社會經濟因素和社會資本因素對城市居民政治參與行為的影響。

我們首先擴展了我國居民政治參與的概念范疇，除了選舉參與、維權參與(聯(lián)系政府官員或者向政府抱怨)和居民自治參與之外，我們還同時考慮了居民對網絡公共事務討論的參與(稱為“政策參與”)?；谥袊?0個省會城市、直轄市及自治區(qū)6259份居民微觀數據，我們從個人社會經濟因素與社會資本因素角度，分析了中國城市居民的上述四種政治參與行為的特征及其影響因素。我們還發(fā)現不同群體展現出了不同的維權方式。政治關聯(lián)(是否有親友在政府工作)作為一種個體的社會資本，顯著影響著政治參與。政治關聯(lián)可以促進對公共事務關注程度從而提升政治參與的頻率。收入的提高伴隨著對公共事務關注程度的提高和生活條件的改善，因而個體更愿意參與政策討論，而相對較少地參與維權。政治面貌也影響著政治參與的積極性。此外，有序開展民間組織活動，也是提高城市居民各類政治參與的有效途徑。

本文的結構安排如下： 第1部分梳理相關文獻，并說明本文的貢獻。第2部分介紹數據特征，對變量選取進行說明和描述性統(tǒng)計分析。第3部分實證分析中國城市居民政治參與行為決定因素。第4部分是結論。

1 文獻綜述

已有文獻對于民主體制的理論與實證研究已經十分深入?，F代化理論認為民主體制產生于富裕國家，并且在富裕國家得到加強鞏固(Lipset，1959)。較高的收入水平、教育水平不僅可以減少爭斗，提升居民的人力資本水平，而且能夠促進民主政治的產生、發(fā)展與延續(xù)(Glaeser et al., 2004)，促進再分配政策的實施(Benhabib and Rustichini，1996)。但是Acemoglu et al.(2005、2008)利用跨國數據研究發(fā)現在固定效應存在的前提下，收入、教育與民主之間的因果關系并不存在?；谡蚊裰鞫x與度量的差異，不同計量模型產生不同的結論。Benhabib et al.(2013)擴大樣本數據范圍，依據數據特征，采用雙邊Tobit模型與雙邊審查模型，得出固定效應存在時經濟的持續(xù)發(fā)展會推動民主水平的提升。同樣地， Treisman(2011)證實了固定效應存在的前提下收入對民主的效應依然顯著。

在不同國家、不同歷史條件下，居民的政治參與行為決定因素并不相同。例如，美國學者發(fā)現高層次的收入、教育水平會促使公眾群體傾向于政治參與。因為富裕群體不僅擁有良好的政治知識與專業(yè)知識，而且擁有豐富的經濟資源和社會資源(Barkan，2004)。降低了城市居民參與政治活動的信息成本，有助于參與者理解復雜的經濟、政治環(huán)境(Flanagan，2003)。Krishna(2008)、Booth and Seligson(2008)和Bratton et al.(2010)分別研究了印度、拉丁美洲、東亞居民的政治參與行為，發(fā)現貧困群體的政治參與程度并不低于富裕群體社會資源差異導致居民政治參與行為選擇不同，Verba et al.(1995)發(fā)現擁有較少時間、金錢、公眾技能的參與者更傾向于參與其他形式的政治活動，而不是投票選舉。Lawless and Fox (2001)研究發(fā)現除個人社會經濟變量之外，參與者是否與政府進行政治接觸、參與者對政府的信任程度也是居民政治參與行為的決定因素。

中國農村基層民主選舉開始于20世紀80年代末，在廣大農村普遍實行村級民主選舉的基礎上，中國政府于20世紀90年代末推動部分省、自治區(qū)、直轄市借鑒農村經驗啟動了城市社區(qū)直接選舉試點工作。中國學者開始關注農村地區(qū)的政治參與(Chen and Zhong, 2002; 陳鵬和臧雷振, 2015; O’Brien and Li, 2006;張同龍和張林秀,2013)。社會結構和文化的變化同時增加了居民的政治參與愿望和政府對居民政治參與回應的愿望，這一過程中出現了新的政治參與的新渠道和新形式(王紹光，2008)。通過2002年和2011年的兩波全國抽樣調查的分析，肖唐鏢和易申波(2016)發(fā)現了我國居民政治參與的動態(tài)變化：“接觸型”和“抗爭型行為”的政治參與顯著增加。裴志軍(2014)、胡榮(2015)發(fā)現政治效能感能和居民政治參與的相關性：當居民認為他們參與可以產生積極影響時就更有可能政治參與。王麗萍和方然(2010)分析了我國居民政治參與的一系列心理因素。已有的經驗證據表明，政治信任和社會信任會顯著地影響我國居民的政治參與(Shi, 1997; 孫昕等，2007；Li, 2008；邢春冰和羅楚亮，2011；王思琦，2013；鄭建君， 2013)。人際關系較好或者社會資本比較高的個體政治參與的可能性更高(吳結兵等,2015；胡榮，2008)，政治關聯(lián)也是決定個體政治參與的重要因素(Shi, 1997; Tsai and Xu, 2017)。金雅然和鐘笑寒(2014)發(fā)現電視新聞節(jié)目提高了個體的投票參與，而娛樂節(jié)目沒有類似的效果，同時這兩類節(jié)目會顯著降低個體對社區(qū)事務的參與。隨著中國經濟發(fā)展和社會轉型，城市在計劃經濟下傳統(tǒng)的單位制、街居制整合社會的功能正在不斷弱化，城市居民社會結構分化加劇，利益訴求日益多樣化。政治參與形式也不僅僅限于選舉參與，還包含居民參與公共政策的制定、寫信上訪等多種形式。

相比于已有文獻，我們的分析擴展了我國居民政治參與的概念范疇，除了選舉參與、維權參與(聯(lián)系政府官員或者向政府抱怨)和居民自治參與之外，我們還同時考慮了居民對網絡公共事務討論的參與，在相同的計量分析框架下同時考慮這四種參與的特征和影響因素。我們認為拓寬居民的政治參與不只是一個量的問題，還包括提升政治參與渠道的多樣性。在我國特定的體制下，隨著網絡媒體和新媒體的不斷發(fā)展，個體網絡參政的方式越來越普遍。基于此，我們的分析說明了，個體的社會經濟因素不只對于選舉參與、自治參與和維權參與有影響，同樣也會影響到個體參與網絡公共事務討論的激勵。

本文的另一個貢獻是分析了個人收入和政治關聯(lián)(是否有親友在政府工作)影響政治參與的機制。收入的提高伴隨著對公共事務關注程度的提高和生活條件的改善，因而個體更愿意參與政策討論，而相對較少地參與維權。同時，政治關聯(lián)也可以通過提升公共事務關注程度促進政治參與。這些經驗發(fā)現為進一步理解居民政治參與的機制提供了一個新的視角。

2 數據來源和描述性統(tǒng)計

本文使用的數據，來自于零點研究咨詢集團于2013年1—2月進行的城市居民生活調查，調查問卷樣本范圍覆蓋了中國30個省會城市、直轄市及自治區(qū)[注]不包括拉薩、香港特別行政區(qū)和澳門特別行政區(qū)以及中國臺灣。。訪問對象是根據多階段隨機抽樣方法，在樣本抽取過程中采取“行政區(qū)—地塊—小區(qū)—樣本戶—個人”的抽樣程序，綜合權衡了所選區(qū)域分布、經濟狀況的分散性與代表性。問卷調查對象必須同時滿足以下四個條件： (1)年齡為18～60周歲(包括18周歲和60周歲)；(2)在當地居住一年及以上；(3)調查對象在受訪前六個月內沒有參加過任何形式的市場調查活動；(4)調查對象本人及家人不在相關行業(yè)工作(市場調查機構或公司的市場研究部門、廣告策劃公司或公司的廣告策劃部門、電視、廣播、報社、雜志等媒體機構)。問卷中，詳細考察了受訪者的個人背景(包括收入、教育、年齡、就業(yè)等)、公民政治參與等方面的信息，總計達到有效樣本數6259個。

所抽取的有效樣本中居民居住區(qū)域分布較合理。男性占49.21%，女性占50.79%，性別比例均衡，和中國家庭收入調查數據(CHIP2013)中的男性比例(49.75%)很接近。從受訪對象年齡分布來看，30歲以下為35.76%，31～40歲為23.98%，41～50歲為25.79%，51～60歲為14.48%。平均年齡比CHIP2013低3歲，相比于CHIP2013數據在30到50歲之間的人較為集中。在CHIP2013中，30歲以下為31.61%，31～40歲為16.22%，41～50歲為20.90%，51～60歲為15.45%。從受訪對象學歷分布來看，初中及以下比例為21.88%，高中比例為36.71%，大專及以上為41.41%?？傮w的學歷比CHIP2013中的偏高。在CHIP2013中，初中及以下比例為45.48%，高中(包括職高和中專)比例為16.8%，大專及以上為37.72%。從受訪對象政治分布來看，黨員所占有效樣本比例僅有7.31%，比CHIP2013低。CHIP2013中的比例為16%左右。作為衡量城市居民政治參與行為的決定因素，人均月收入水平反應了城市居民的經濟地位，在所有受訪人員中人均月收入多集中于1500～5000元，比例結構均衡。低收入人群(2000元以下)占23.53%，中等收入人群(2000～5000元)占58.17%，高收入占18.29%。平均月收入比CHIP2013低297元，收入的分布也分散一些。在CHIP2013中，低收入人群(2000元以下)占17.94%，中等收入人群(2000～5000元)占75.50%，高收入占6.56%。

表1 城市居民生活調查數據與中國家庭收入調查數據(CHIP2013)的比較

續(xù)表

注： 最后一列的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

2.1 城市居民政治參與分析

關于政治參與概念的界定，由于各國研究者所處的政治環(huán)境、所持的政治視角和思維方式不同，因此對政治參與含義的理解和認定也有所不同。本文對政治參與采取一種比較寬泛的定義，認為政治參與就是居民能夠通過直接或者間接的方式，向政府傳達自己對事物的看法、關注的問題，以及對政府的意見、抱怨。依據國外政治參與方式多元化的研究，以及《中國政治參與報告藍皮書(2013)》相關規(guī)定，本文從四個維度考察中國城市居民政治參與行為。其中第(1)～(4)個問題分別代表了選舉參與、政策參與、自治參與、維權參與四種不同政治參與方式。問題如下： (1)在本市最近一屆基層(區(qū))人大代表選舉中，您投過票嗎？(2)請問您平時是否上網討論公共事務？(3)請問您平時是否參加本地社區(qū)活動？(4)請問在過去一年中，您是否以各種方式表達過對本地政府或政府官員的意見、抱怨或不滿？被解釋變量采取0—1二元變量的形式，“參與=1，不參與=0”。

表2 政治參與變量描述統(tǒng)計

從表1中可以看出城市居民選舉參與、政策參與、自治參與、維權參與四個維度的政治參與行為均值都小于0.5，且標準誤差普遍偏高。說明中國城市居民的政治參與水平普遍偏低，政治參與有效性不足。城市居民偏好自治參與和政策參與這兩種政治參與形式；而另外兩種政治參與形式，選舉參與、維權參與則受到冷落。調查問卷的受訪對象年齡全部分布于18～60歲，每個公民享有自己的投票選擇權，但當被問到“您了解這些人大代表候選人嗎？”這一問題時，68.69%的受訪者表示并不了解人大代表候選人基本情況。多數受訪者形式上進行了選舉參與，實際上是“被參與”，城市居民并沒有真正享受到參與的權利。另一方面，維權參與有效樣本達到6165個，而參與水平的均值為7.16%，說明中國城市居民維權參與意識較低。當居民在生活中存在抱怨、不滿時，消極地維護自己的權益，回避通過各種正常渠道向本地政府及其官員提出自己合理的訴求。城市居民相比農村居民往往受教育程度高、民主意識強，但城市居民選舉參與、政策參與、自治參與和維權參與的現狀，說明加快推進中國城市民主政治發(fā)展、提升城市居民政治參與的急迫性和重要性。

另一個問題是，四種政治參與方式相互之間是否具有一致性，即進行選舉參與的城市居民，是否同時進行政策參與、自治參與或者維權參與的可能性也比較高？因為有學者發(fā)現，各種各樣的政治活動參與者往往具有共同的個人特征，選舉參與等制度化政治參與，與非制度性政治參與活動，例如自治參與，往往具有一定的重疊(Burns et al., 2001)。通過對樣本的統(tǒng)計分析，我們也發(fā)現城市居民選舉參與顯著相關于政策參與、自治參與。參加投票選舉的城市居民中，政策參與的比例為31.10%；而參加投票選舉的城市居民，自治參與的比例為53.90%。這些居民往往是對公共性政治事務的偏好者，善于通過上述途徑表達自身利益訴求。相反，參加投票選舉的城市居民中，88.75%的人不進行維權參與；不參加投票選舉的城市居民中，高達91.32%的人也不通過個人維權的方式來表達利益訴求。

2.2 收入與城市居民政治參與行為

借鑒已有文獻對收入與民主參與的討論，本文此處先利用統(tǒng)計數據描述收入因素與中國城市居民政治參與行為的相關性。在受訪調查的樣本數據中，收入測度不僅包括受訪者工資收入，而且包含了單位發(fā)放的并未在工資中顯示的糧、棉、油、肉、菜、柴等實物收入的總和。城市居民月收入水平被劃分為19個層次：“500元及以下”“500～1000元”“1001～1500元”等。我們首先來分析中國城市居民收入水平與居民政治參與行為的關系。按照收入是否高于中值將個體分為高收入者和低收入者，高于或等于中值為高收入者，反之則是低收入者。

表3 收入與城市居民政治參與描述統(tǒng)計

注： 括號內的值為樣本容量；表中數值為樣本均值。前三列括弧中為樣本觀測值個數。最后一列的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1)。

通過表3可以看出： (1)收入變量對選舉參與有正向影響，高收入者的選舉參與均值高于低收入者的選舉參與均值。高收入者的均值達到了19.07%，低收入者的均值僅為12.69%。說明在選舉參與行為上，高收入者比低收入者積極。(2)相比選舉參與，政策參與均值在高收入者與低收入者之間的差異更為明顯，高收入者的均值達到了29.82%，而低收入者的均值僅為19.81%。(3)收入因素對于自治參與有負的影響?？赡苁且驗榈褪杖肴后w有更多的閑暇時間參與社區(qū)相關活動。(4)0—1的收入變量對維權參與的影響也是負的，但不明顯。低收入的人有更多的維權行動，可能的一個解釋是低收入人群的生活條件相對不理想，有更多的維權需求。我們將在機制討論部分具體分析這些可能的機制。

2.3 社會資本因素與政治參與分析

社會資本是參與者共同熟悉、公認而且制度化的關系網絡。作為社會結構的一部分，社會資本促進了行動與合作的產生。社會資本不僅存在于社會信任中，而且存在于民間組織活動。根據帕特南(Putnam,1993)的社會資本理論，它可以促進居民對公共事務的參與。那么，在中國城市居民政治參與行為中，社會資本是否可以起到類似的作用呢？本文引入居民對政府的信任水平、是否參與民間組織活動、是否存在政治關聯(lián)三個變量，衡量社會資本因素對中國城市居民政治參與行為的影響。

本文中關于政府信任水平的度量采用李克特計分制(Likert Scale)，將問題的回答設定為“非常同意”“同意”“一般”“不太同意”“非常不同意”五個等級，分別賦值5分、4分、3分、2分、1分，分值越高表明城市居民對政府信任水平越高。本文中對政府信任水平通過三個問題的加總得分來度量： (1)本地政府官員一般來講都是盡職盡責的；(2)即使沒有人大、司法、媒體和社會的監(jiān)督，本地政府也會高質量的完成工作任務；(3)如果我需要政府部門幫我解決問題，我會得到平等和認真的接待。政府信任水平加總得分為3～15分。我們將總分大于等于8的記為“政府信任=1”，將總分小于8的記為“政府信任=0”。

參與者同政府部門的關系，以及參與者對本地民間組織活動的參與，這兩個方面在一定程度上也會影響居民的政治參與情況。我們通過如下兩個問題：“您家是否有親戚家人在政府部門工作？”“在過去一年里，您是否參與過本地民間組織的活動？”分別考察政治關聯(lián)、民間組織活動參與，是否為中國城市居民政治參與行為的影響因素。

我們在表4中列出不同的政府信任程度、政治關聯(lián)和民間組織活動這三個二元變量和四種政治參與率的關系。在每一種社會資本因素的前兩行分別列出變量取1和取0時的四種政治參與率，每部分的第三行為前兩行的差，表明了這一維度的社會資本對相應政治參與的影響。

表4的第一部分表明政府信任水平與選舉參與、自治參與呈現出正向相關性。城市居民對政府的信任水平越高，進行政治參與的可能性越高。維權參與行為通過如下問題來度量：“是否以各種方式表達過對本地政府或政府官員的意見、抱怨或不滿?！本S權參與行為和政府信任水平呈現負相關性，但不顯著。一個解釋是城市居民對當地政府的信任程度越高，對政府的抱怨、不滿就越少，這與理論上的判斷是一致的。

表4 三種社會資本(對政府的信任、是否存在政治關聯(lián)、是否參與民間組織活動)與政治參與率

注： 上表中分析的是子樣本的參與率。第3、6和9行的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1)。

表4的第二部分顯示，當政治關聯(lián)存在時，四種政治參與行為的參與率明顯偏高。表明政治關聯(lián)的存在與中國城市居民政治參與行為存在明顯的正相關性。有親戚、家人在政府部門工作的居民有可能對公共事務的關注度更高，因此有更多的信息優(yōu)勢，而擁有信息優(yōu)勢的參與者能夠從政治參與中獲利。我們將在機制討論部分分析相應的機制。同樣地，城市居民積極參與民間組織活動增加了該群體進行政治參與的可能性。

3 政治參與行為的決定性因素分析

通過描述統(tǒng)計，我們發(fā)現：收入因素作為個體社會經濟特征，與城市居民部分政治參與行為之間有相關性；政治關聯(lián)、城市居民對政府的信任水平、居民參與民間組織活動作為社會資本因素，同樣相關于居民政治參與行為。這些描述統(tǒng)計只是表明，不同群體之間政治參與狀況存在差異，如果同時考慮這些變量的情況下，到底是哪些因素共同作用影響了中國城市居民政治參與行為呢？下面我們將通過回歸分析進一步考察。

3.1 模型設定及變量描述

以往文獻研究表明，不同國家地區(qū)居民政治參與行為及其決定因素各不相同，不同群體參與政治行為時選擇的參與形式也不同。例如個人月均收入、性別、年齡、受教育程度、政治面貌等變量，對被解釋變量表現出不同的效應水平。統(tǒng)計描述也初步揭示，中國城市居民個人社會經濟因素與社會資本因素的差異，其政治參與行為表現出不同特征。為了識別出中國城市居民的政治參與形式及其決定因素，借鑒已有文獻，下面建立一個政治參與的計量經濟模型，描述相關變量和政治參與行為之間的關系。其中很多個體社會經濟特征，如收入、受教育程度、性別等變量，通過影響個體進行政治參與的成本及收益，進而影響城市居民實際參與行為。同樣地，是否存在政治關聯(lián)、居民對政府的信任水平、居民是否參與民間組織活動，也在一定程度影響城市居民的政治參與情況。計量模型為基于個體層面的logit模型，假設城市居民政治參與行為由以下方程決定：

Pr(Yi=1|X)=Pr(α+βX1i+γX2i+δX3i+εi>0)

(1)

其中，i代表城市居民個人。Yi是相應的政治參與行為的度量，分別為選舉參與、政策參與、自治參與、維權參與，是一個關于0—1變量。Yi=1代表城市居民進行某種政治參與行為，Yi=0代表沒有。X1i代表個人社會經濟因素主要變量，包括個人月均收入水平、受教育年限、性別、政治面貌。其中收入水平(以元為單位)為連續(xù)變量，取對數形式[注]問卷中的收入問題是讓受訪人在不同收入的區(qū)間段選擇一個自己收入所在的區(qū)間，最低的是“500元及以下”，最高的是“20001元及以上”，其他的區(qū)間段，我們取其中值作為相應的收入?！?00元及以下”的區(qū)間段我們用250元作為估算，“20001元及以上”的區(qū)間段我們用25000元作為估算。；受教育程度為分類變量(分為：初中及以下，高中，大專及以上)；性別為虛擬變量；政治面貌為二元變量(黨員和非黨員)。X2i代表社會資本因素，包括政治關聯(lián)、政府信任、民間組織活動，都是二元變量(是=1，否=0)。X3i代表一組控制變量，包括年齡、年齡的平方項、身體狀況[注]包括非常好、好、還可以、不好共4種。、戶口情況(是否為城市戶口)、職業(yè)性質[注]包括黨政機關/社會團體/事業(yè)單位的高層干部、黨政機關/社會團體/事業(yè)單位的普通辦公室職員、私營企業(yè)主(老板)、企業(yè)高層管理人員、企業(yè)中層管理人員、企業(yè)的普通辦公室職員/業(yè)務員/辦事人員、高級專業(yè)技術人員(如律師、教師、會計、醫(yī)生、記者、IT工程師等)、普通專業(yè)技術人員(如汽車維修工、電腦維修工等)、自由職業(yè)者(不是為單一企事業(yè)單位服務，如自由撰稿人/自由音樂人/經紀人等)、個體戶(小攤主)、工人/勤雜人員/售貨員/服務人員/司機/郵遞員等、軍人、離退休人、家庭主婦、學生、無業(yè)/失業(yè)/待業(yè)/下崗、喪失勞動能力(不是年齡原因造成的)共18種。等。表5給出了相關變量的基本統(tǒng)計分析。

表5 決定因素模型中主要變量

3.2 模型估計結果及討論

由于被解釋變量是0-1型二元變量，所以在估計時，我們采用了logit模型。具體的回歸結果見表6。被解釋變量分別為選舉參與、政策參與、自治參與、維權參與四種政治參與行為。由于個人社會經濟因素與社會資本因素不同，中國城市居民政治參與行為表現也不同。

整體來看，實證結果與表3、表4所做描述統(tǒng)計的結果類似。個人收入對選舉參與的影響不大，但是和政策參與是正相關的。這意味著收入越高越有可能參與公共政策的討論。個人收入水平與選舉參與無關，與統(tǒng)計描述的發(fā)現相左，可能源于個人收入通過和其他變量的相關性間接地影響著選舉參與，當其他變量被控制了，個人收入也就不顯著了。同時收入的提高會降低自治參與和維權參與。

表6 城市居民政治參與行為模型估計結果(基本模型)

注： 最后一列的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

在第3部分關于機制的討論中我們會發(fā)現，收入的提高伴隨著對公共事務關注程度的提高和自身生活條件的改善。政策參與是中國城市居民政治參與的主要方式之一。通過合法的方式網絡表達意見,承擔的風險比較小,與參與者切身利益的相關程度并不是很高。只有對公共事務更關注的人群才更有可能參與。因此收入的提高會導致個體更多地參與公共政策的討論。維權參與更多地體現了個人利益的訴求，因此當個人收入提高生活條件改善之后，維權參與的訴求也隨之降低。較低收入的人會更多地進行自治參與，可能是因為較低收入的人有更多的休閑時間。

受教育程度的提高伴隨著更多的選舉參與、政策參與和自治參與。同時，黨員的身份會對四種政治參與都有積極的影響。中共黨員是當前中國城市居民政治生活中的活躍力量，中國共產黨在城市政治生活中的影響十分明顯。受教育程度和黨員這兩個變量都一定程度地蘊含了人力資本的水平。人力資本的提高降低了參與者政治參與的信息成本，促進了城市居民的政治參與行為。還有一種可能是地方政府和地方自治組織對高教育人群和黨員人群的動員更加積極。

在選舉參與和政策參與方面，男性與女性差異不顯著?？赡苁且驗榕缘恼螀⑴c意識社會對女性的認可逐步提高，主動參與政治生活，與男性差別不大。女性相比于男性更多地參加自治參與。女性需要照顧家庭，更易于融入社區(qū)生活。中國城市居民的社區(qū)活動多集中于上級政府下達的任務、娛樂活動等，真正意義的社區(qū)管理事務、社區(qū)決策參與事務較少。但參與社區(qū)活動的積極意義在于，參與過程中培養(yǎng)參與者的相互了解和信任，減少人與人之間的交易成本。注意到男性會更多地地進行維權參與。這可能是因為，面對個人利益受到“侵害”時，男性維權參與意識高于女性。

從社會資本因素看，對政府的信任水平只會顯著地提升自治參與的頻率，對其他的參與形式影響不大。參與民間組織活動和政治關聯(lián)(是否有親友在政府部門工作)都會顯著地正向影響各類政治參與的頻率。經常參與民間組織活動的城市居民進行政治參與的可能性高，可能的解釋為參與民間組織活動可以培養(yǎng)城市居民的參與熱情，了解參與知識，促進選舉參與活動。政治關聯(lián)和政治參與正相關可能是因為受訪者有親戚、家人在政府部門工作時，參與者可能會有更多的信息優(yōu)勢。關于政治關聯(lián)對于政治參與的影響機制我們將在第3部分具體討論。

3.3 機制討論

在這一部分，我們具體討論個人收入和政治關聯(lián)(是否有親友在政府工作)對政治參與激勵的影響機制。

3.3.1 收入、政治關聯(lián)與公共事務關注度的影響

在第2部分回歸結果的闡釋中，我們提到個人收入會的提高會促進政策參與，而政治關聯(lián)會對四種政治參與都有促進。我們認為這兩個變量背后隱含的一個重要因素就是個體對公共事務的關注程度。從概率意義上來講，收入越高或者有親友在政府工作的個體有著更高的對公共事務的關注度。為了度量個體對公共事務的關注程度，我們用了問卷中這樣一類問題“您主要是通過什么渠道獲得過有關國內外新聞的？”選項中包括了“互聯(lián)網上的新聞網站”“互聯(lián)網上的論壇、博客等”“微博”“報紙、雜志”“電視”這幾個渠道。每個渠道的程度有三個選項：“幾乎每天都看”(4分)、“偶爾看看”(2分)、“幾乎不會看”(1分)。我們構造兩個公共事務關注度的指標。首先我們將前三種渠道的程度分值加總，可以看做是個體通過互聯(lián)網關注公共事務的程度，記為變量“公共事務關注度1”。第二種度量就是計算出這五種渠道的程度的總分值，記為“公共事務關注度2”。我們用基礎模型中用到的所有解釋變量(包括所有的控制變量)對這兩種公共事務關注程度做logit回歸?；貧w的自變量中包括了ln(個人年收入)和政治關聯(lián)這兩個變量。我們將回歸結果展示在表7中?；貧w結果表明，在其他條件相同的情況下，個人收入較高的個體或者有政治關聯(lián)的個體對公共事務關注的程度也會更高。因此更高的關注程度會提升他們的政治參與的頻率。

表7 收入、政治關聯(lián)對公共事務關注度的影響

注： 最后一列的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

3.3.2 收入與生活條件

既然較高的個人收入和較高的公共事務關注程度正相關，為什么個人收入的提高反而會降低維權參與呢？一個解釋是個人收入的提高也意味著生活條件的改善，從而個人維權的需求降低了。為了檢驗這個解釋，我們需要找到一個度量來刻畫個體維權的真實需求。問卷中的問題并沒有很好的度量，我們只能利用問卷中的問題“您對家里現在的生活條件感到滿意嗎？”的答案來作為對維權需求粗略的衡量。打分從1分到10分，分數越高表示對生活條件越滿意。首先，我們用ln(個人年收入)以及其他所有的解釋變量(包括所有的控制變量)對生活條件滿意度做有序的logit回歸。回歸結果展示在下表中?；貧w結果表明收入的提高會伴隨著生活條件的提高。因此收入對維權參與的負面影響可能部分是因為收入的提高導致了個體維權需求的下降。

表8 個人收入對生活條件滿意度的影響

注： 最后一列的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

表9展示了在基準模型的中進一步控制住生活條件滿意度的回歸結果。ln(個人年收入)對維權參與的負面影響變弱了。說明有一部分的負面影響是由于基本需求產生的。因此生活條件的視角可以部分解釋收入對維權參與的負面影響。因為生活條件滿意度并不能完全刻畫維權需求的基本面，因此估計的收入的系數依然是負的。

表9 個人收入對維權參與的影響(控制了生活條件滿意度)

注： 最后一列的括弧中為穩(wěn)健標準差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

4 結論

在中國30個省會城市、直轄市及自治區(qū)6259份微觀調查數據基礎上，從個人社會經濟因素、社會資本因素出發(fā)，我們研究了城市居民政治參與行為及決定因素。中國城市居民政治參與行為包含選舉參與、政策參與、自治參與以及維權參與四種形式，其中選舉參與、政策參與、自治參與具有公共參與性質，維權參與具有個人利益性質。描述統(tǒng)計顯示，中國城市居民政治參與水平整體偏低，有效性參與不足。在四種政治參與行為中，中國城市居民偏好政策參與和自治參與，而另外兩種政治參與形式，作為制度性政治參與的選舉參與和涉及個人利益的維權參與，則受到冷落。城市居民選舉參與顯著相關于政策參與、自治參與。

我們發(fā)現不同特征的群體，其政治參與行為的決定因素也存在差異。政治面貌，即是不是中共黨員明顯影響著政治參與。中共黨員是當前中國城市居民政治生活中的活躍力量。個人收入和教育水平作為個體因素，也會不同程度地對選舉參與和政策參與等政治活動產生正向的積極影響，從而在微觀數據層面支持了以往文獻利用跨國數據所得到的判斷。

城市居民極少選擇維權參與的方式來維護自身利益。這可能是由于參與者受到侵權侵害時，通過當地政府反映問題不一定總能得到有效回應。城市居民只能轉而通過社會資本等因素維護自己的合理利益。經常參加民間組織活動的城市居民，有助于采取團隊合作、集體行動來實現個人維權。低收入群體進行維權參與的概率高于高收入群體。這表明，當前的中國城市居民政治生態(tài)中，不同階層個人維權的方式已經發(fā)生了分化。而政治關聯(lián)作為一種個體的社會資本，顯著影響著城市居民的政治參與活動。在政府仍舊掌握大量經濟、社會管理權限的情況下，政治關聯(lián)成為當前城市居民實現政治和經濟利益訴求的重要渠道。此外，大力開展民間組織活動，也是提高城市居民各類政治參與的有效途徑。這需要中國政府部門逐步放松對民間組織的嚴格管制。