施燦業(yè)

摘要：社會轉(zhuǎn)型背景下，對公民政治價值觀的研究具有重要的意義。現(xiàn)有文獻大多從意識形態(tài)的研究視角出發(fā)分析中國公民的政治價值觀，文章將基于CGSS2010調(diào)查數(shù)據(jù)，對中國公民的互聯(lián)網(wǎng)使用行為對其政治價值觀的影響進行實證分析。考慮到互聯(lián)網(wǎng)使用與政治價值觀之間可能的雙向因果關(guān)系所帶來的聯(lián)立性偏誤問題，作者將采用工具變量的方法，工具變量分別是被訪者個人的炒股行為和其家庭購買電腦的臺數(shù)。研究結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用行為正向影響公民的民主價值觀，負向影響公民的權(quán)威價值觀；互聯(lián)網(wǎng)作為現(xiàn)代科學(xué)技術(shù)的產(chǎn)物，在中國公民的價值觀轉(zhuǎn)型中，起到了重要的作用。

關(guān)鍵詞：工具變量；互聯(lián)網(wǎng)使用；政治價值觀；民主觀因子；權(quán)威觀因子

中圖分類號：G206.3 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1001-862X（2017）02-0122-007

互聯(lián)網(wǎng)在中國的迅速發(fā)展，在為中國的政治經(jīng)濟發(fā)展提供技術(shù)支持的同時，也給轉(zhuǎn)型期的中國社會和政治發(fā)展帶來了許多新的危機和問題。學(xué)術(shù)界也越來越關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)對政治領(lǐng)域的影響，互聯(lián)網(wǎng)與政治信任、互聯(lián)網(wǎng)與政治參與等業(yè)已成為研究的熱點，但是對于互聯(lián)網(wǎng)與政治價值觀的研究成果卻相對較少，這一方面是因為行為與價值觀的實證研究內(nèi)生性問題難以解決，另外一個很重要的原因是政治價值觀研究本身就沒有一個統(tǒng)一的范式，在很長一段時間里，政治價值研究都被意識形態(tài)的研究所涵蓋。因而，探尋互聯(lián)網(wǎng)對公民價值觀的影響，對中國民眾價值觀轉(zhuǎn)型研究具有重要的意義。鑒于此，本文將使用2010年的全國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，運用工具變量模型對互聯(lián)網(wǎng)使用與民眾政治價值觀之間的關(guān)系進行實證檢驗。

一、 研究背景與文獻討論

英格爾哈特在其成名作《靜悄悄的革命：變化中的西方公眾價值與政治行為方式》中，率先提出了西方發(fā)達工業(yè)社會民眾正在進行價值觀的重大代際轉(zhuǎn)變這一觀點，此后，代際轉(zhuǎn)變模式一直成為各國學(xué)者研究民眾價值觀的焦點。2013年7月，英格爾哈特在社會科學(xué)文獻出版社的演講中，認為中國仍然處在從生存不穩(wěn)定和貧窮狀況到比較富裕的轉(zhuǎn)型階段，中國的代際轉(zhuǎn)變會發(fā)生在20到25年之后，類似美國、西歐國家60年代的情形。[1]然而，英格爾哈特的觀點并沒有得到大部分學(xué)者的贊同，鐘楊[2]，蘇振華[3]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，伴隨著經(jīng)濟社會的迅速發(fā)展，中國民眾價值觀已經(jīng)開始從傳統(tǒng)價值觀到自我表達價值觀的轉(zhuǎn)變。

不管英格爾哈特是否低估了中國民眾價值觀轉(zhuǎn)變的時間，以他為代表的一批研究政治文化的學(xué)者都認為中國民眾價值觀的轉(zhuǎn)變和西方并沒有實質(zhì)上的差別。但是，隨著對中國研究的深入，越來越多的學(xué)者強調(diào)本土文化對民眾價值觀的影響。史天健教授將亞洲民主晴雨表（Asian Barometer Survey）的三波數(shù)據(jù)進行對比，發(fā)現(xiàn)中國民眾對民主的支持和對一黨制體制的支持都很高，這源于權(quán)威主義的傳統(tǒng)文化很大程度上塑造了中國公民對民主的理解。[4]史天健將政治價值觀區(qū)分為“威權(quán)主義”和“民主主義”兩種基本類型的分析模式也越來越多地被研究中國民眾價值觀的學(xué)者所借鑒。[5]比如：楊國樞通過將價值觀分為“個人取向”的價值觀和“社會取向”的價值觀來研究臺灣人民價值觀念的發(fā)展與變遷。[6]馬得勇[7]，游宇、王正緒[8]等人將價值觀研究建立在“傳統(tǒng)社會價值觀”、“民主自由價值觀”二維價值觀框架之上。

可以看出，學(xué)術(shù)界對政治價值觀的變與不變的問題上已經(jīng)取得較為一致的觀點，不同的是，在對待民眾政治價值觀變遷的現(xiàn)代化程度上有所差異。這種差異常常伴隨著研究者所采用研究方法的不同而出現(xiàn)。大體而言，學(xué)術(shù)界對與政治價值觀的測量有兩個不同的方向：一派認為價值觀是一套互相影響的觀念組合，他們試圖在“傳統(tǒng)—現(xiàn)代”的變遷框架下，通過一系列題組，測量公民政治價值觀念的發(fā)展與變化，這也是社會學(xué)、人類學(xué)測量價值觀的主流方法，研究人員更加強調(diào)權(quán)威主義等前現(xiàn)代文化在公民政治價值觀中的重要地位。例如：李璐璐、鐘智峰構(gòu)建了六個維度測量中國民眾近二十年的價值觀變化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國人的政治價值觀雖然在分化，但并沒有經(jīng)歷整體性變遷。[9]還有一部分學(xué)者試圖通過測量公民關(guān)于權(quán)利、參與、民主、法制等方面的看法將價值觀分成不同的類別加以分析。這些學(xué)者強調(diào)的往往是公民政治價值觀的現(xiàn)代化。比如：趙波文（2009）的實證研究發(fā)現(xiàn)，中國民眾的選舉民主觀、法治觀、權(quán)利本位意識、福利觀都發(fā)展到比較現(xiàn)代化的程度。[10]持相似結(jié)論的還有肖唐鏢，余泓波[11]、趙孟營，熊茜等。[12]

二、研究設(shè)計和變量說明

（一）政治價值觀的概念

作為政治文化的核心內(nèi)容，相比于政治認知和政治情感，政治價值更多地滲透了感情和評價性要素，從而更具有穩(wěn)定性。學(xué)術(shù)界對于政治價值觀的概念及其內(nèi)涵研究一直存在分歧。有些學(xué)者從人類社會的一般觀念角度研究政治價值觀，也有些學(xué)者從主客體價值關(guān)系角度研究政治價值觀，還有一些學(xué)者從個人與政治權(quán)力的關(guān)系準(zhǔn)則角度研究政治價值觀。就筆者而言，比較贊同趙孟營的觀點，即政治價值觀是社會價值觀的一個組成部分，是社會成員個人或者群體所具有的關(guān)于何種政治模式是值得期待或認可的信念。[12]

（二）研究假設(shè)

互聯(lián)網(wǎng)作為現(xiàn)代科學(xué)技術(shù)的產(chǎn)物，已經(jīng)不僅僅是一種技術(shù)或者媒介，它正在從器物、制度和價值三個層面推動著整個社會的轉(zhuǎn)型與變革?；ヂ?lián)網(wǎng)的“參與、平等、分享”為核心的個體主義、自由主義價值觀對傳統(tǒng)以“控制、層級”為代表的集體主義、威權(quán)主義價值觀產(chǎn)生了巨大的挑戰(zhàn)，對處于經(jīng)濟現(xiàn)代化和社會轉(zhuǎn)型的中國來說，考察互聯(lián)網(wǎng)對公民價值觀的影響顯得尤為重要。正如前文所說，國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者都同意中國公民的政治價值觀正在分化和轉(zhuǎn)型這一觀點。但是互聯(lián)網(wǎng)對公民的政治價值觀影響到底如何，仍然需要采用實證的方法進行論證。鑒于此，本文提出假設(shè)：互聯(lián)網(wǎng)使用分化公民的政治價值觀，具體為：

假設(shè)一：網(wǎng)絡(luò)使用負向影響公民的權(quán)威主義政治價值觀。

假設(shè)二：網(wǎng)絡(luò)使用正向影響公民的民主主義政治價值觀。

（三）計量模型的構(gòu)建

首先建立一個被訪者網(wǎng)絡(luò)使用影響政治價值觀的多元線性回歸模型，

Yi=？茁0+？茁1Xi+？茁2Si+ui，i=1，2，···，n （方程1）

其中，Yi表示政治價值觀因子，Xi代表被訪者的互聯(lián)網(wǎng)使用的頻次，Si是模型的控制變量，如家庭、性別、省份等，ui是誤差項。一般情況下，想得到關(guān)于模型的無偏估計量的前提是Xi和ui無關(guān)，即Cov（Xi，ui）=0。但是在實際研究中，受各種因素的影響，OLS估計量常常是非一致的，而工具變量估計就是利用另一個“工具”變量Z分離出X中與ui不相關(guān)的部分。多元回歸的工具變量模型可以用下面的方程組表示：

Yi=？茁0+？茁1Xi+？茁2Si+ui，i=1，2，···，n （方程2）

Xi=？啄0+？啄1Zi+？啄2Si+？棕i，i=1，2，···，n （方程3）

這里，Zi是工具變量，？棕i是誤差項。在這里，作為工具變量的Zi必須滿足兩個基本條件。

一是工具變量的相關(guān)性條件：corr（Zi，Xi）≠0

二是工具變量的外生性條件：corr（？爪i，ui）=0

若工具變量Z滿足這兩個條件，可以運用兩階段最小二乘法（TSLS）的IV估計量來估計方程二的系數(shù)？茁1，第一個階段對方程3進行回歸，獲得Xi的預(yù)測值；第二階段是將第一階段得到的預(yù)測值替代方程2里面的Xi進行回歸，最終得到方程的無偏估計量。

（四）核心變量及其操作化

1.關(guān)鍵自變量：互聯(lián)網(wǎng)使用，來自于問卷中的A28選項第5問，“過去一年，您對以下媒體的使用情況是——互聯(lián)網(wǎng)（包括手機上網(wǎng)）”。選項是“從不”、“很少”、“有時”、“經(jīng)常”、“非常頻繁”，取值從1到5。

2.被解釋變量

本文的因變量來自于問卷d9選項卡的1、3、4、5、6五個問題，選項分別是完全不同意、比較不同意、無所謂同意不同意、比較同意和完全同意。為了研究方便，筆者對這5個選項進行了因子分析，析出了兩個公因子（Bartlett的球形度檢驗p<0.001，KMO=0.592），筆者將它們分別命名為民主觀念因子和權(quán)威觀念因子，并作為本文的因變量。（見表1）

3.控制變量

控制變量大致可以分為三組：人口統(tǒng)計學(xué)特征變量、經(jīng)濟社會地位特征與文化特征變量、心理與行為特征變量。

（1）人口統(tǒng)計學(xué)特征變量。包括被訪者的年齡、年齡的平方、性別、婚姻、民族、受教育年限、宗教。加入年齡的平方，是考慮到年齡變量與政治價值觀可能存在非線性關(guān)系。對性別、婚姻、民族則采用了虛擬變量的處理。

（2）經(jīng)濟社會地位特征與文化特征變量。包括受訪者戶口、省份、政治面貌、個人年收入的對數(shù)、個人年收入對數(shù)的平方、家庭年收入的對數(shù)、家庭年收入對數(shù)的平方、單位性質(zhì)。將個人年收入和家庭年收入以對數(shù)形式納入模型，是考慮到這兩個收入的明顯偏態(tài)分布，而將個人年收入對數(shù)的平方和家庭年收入對數(shù)的平方作為新變量加入是考慮到這兩個變量與因變量之間可能的非線性關(guān)系。為了研究方便，對戶口、政治面貌、單位性質(zhì)進行了虛擬變量的處理。

（3）心理與行為特征變量。結(jié)合問卷，本研究控制了階層認同、人際信任、生活總體滿意度和基層政治參與四個關(guān)鍵性變量。階層認同來源于問卷中的A43a題，在A43題中給出的梯子（從下到上10級階梯分別代表社會不同階層，第一階層為最低）中，您認為自己目前在哪個等級上？人際信任來自于問卷中的A33題，總的來說，您是否同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？為了研究方便，筆者將1、2兩個選項和4、5兩個選項分別合并，形成不同意、中立、同意的三個選項。生活總體滿意度來源于問卷的A36題，總的來說，您覺得您的生活是否幸福？筆者參照人際信任，對變量進行了處理。基層政治參與來源于問卷中的A44題，上次居委會選舉/村委會選舉，您是否參加了投票？

4.工具變量：公民的炒股行為與家庭購買電腦的臺數(shù)

為了解決網(wǎng)絡(luò)行為與政治價值觀的內(nèi)生性問題，本文將采用工具變量模型作為主驗證模型。模型采用的兩個工具變量分別來自于調(diào)查問卷中的A67題和C9題的第三個選項。工具變量的選擇需要遵循嚴(yán)格的相關(guān)性和內(nèi)生性條件，作者將在第三部分進行嚴(yán)格的統(tǒng)計檢驗和說明，這里不再贅述。

三、實證結(jié)果及其分析

根據(jù)回歸方程（2）、（3），筆者將被調(diào)查對象的炒股行為和家庭購買電腦數(shù)作為考察公民網(wǎng)絡(luò)使用對其政治價值觀影響的工具變量，通過兩階段最小二乘法（TSLS）得到的實證結(jié)果如表3所示，為了方便比較，表中也列出了使用最小二乘法所得到的原始結(jié)果（OLS）。

（一）工具模型得到的實證結(jié)果是否可靠，主要取決于采用民眾的炒股行為和購買電腦的行為作為互聯(lián)網(wǎng)使用影響其政治價值觀的工具變量是否有效。而判斷工具變量是否有效，首先要滿足兩個基本條件：一是工具變量與內(nèi)生變量必須存在高度的相關(guān)性，二是工具變量必須滿足嚴(yán)格的外生性。就相關(guān)性而言，由表3可知，識別問題檢驗的P統(tǒng)計值為0.0001，明顯的拒絕了工具變量識別不足檢驗的原假設(shè)，說明了模型中的兩個工具變量與民眾網(wǎng)絡(luò)行為具有較強的相關(guān)性，不存在識別不足的問題。此外，根據(jù)Stock和Yogo的研究，弱工具變量檢驗（weak identification test）的F統(tǒng)計值在不同概率水平上具有不同的臨界值，他們認為弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計值應(yīng)該大于其在10%水平上的臨界值，才能被視為拒絕原假設(shè)。[13]弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計值是241，大于10%偏誤下的臨界值 19.93。因此，可以證明工具變量模型不存在弱工具變量問題。

就外生性而言，通常情況下，在工具變量模型中，當(dāng)系數(shù)恰好識別時，我們無法檢驗工具變量外生性的假設(shè)，這種情況下，評估工具變量外生性的唯一方法來自于作者的經(jīng)驗分析和邏輯推理。只有當(dāng)系數(shù)是過度識別時，我們才可以檢驗過度識別的約束，即存在足夠多且有效的工具變量識別感興趣系數(shù)的假定下，檢驗“額外”工具變量是不是外生的，這時可以采用過度識別約束檢驗（通常所說的J統(tǒng)計量）來證明工具變量的外生性。詹姆斯·H·斯托克和馬克·W·沃森認為，如果工具變量不是弱的且誤差是同方差的，則在工具變量外生性的原假設(shè)下，J統(tǒng)計量在大樣本下服從自由度為m-k的卡方分布（m是工具變量數(shù)，k是內(nèi)生性回歸變量）。[14]就本文而言，回歸分析中包含一個內(nèi)生變量和兩個工具變量，因此是過度識別的，有一個（m-k=2-1=1）過度識別約束。J統(tǒng)計量分別是是2.86、3.05，服從的x21分布，又x21分布的5%的臨界值為3.84，故在5%的顯著水平下不能拒絕兩個工具變量都是外生的原假設(shè)，這個結(jié)論也可以被表格中給出的p值（p>0.05）所證明。

因此，民眾炒股行為和家庭電腦購買數(shù)作為工具變量不存在弱工具變量的情況，也具有嚴(yán)格統(tǒng)計意義上的外生性。無論是基準(zhǔn)模型（OLS）還是改善模型（TSLS），互聯(lián)網(wǎng)行為對權(quán)威價值觀的影響是負向的，對民主價值觀的影響則是正向的，這符合我們的經(jīng)驗常識。不同的是，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)影響政治價值觀的具體數(shù)值上，改善模型要大于基準(zhǔn)模型。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)使用對權(quán)威觀影響，改善模型的值是-0.401，約是基準(zhǔn)模型的2.75倍；而互聯(lián)網(wǎng)使用對民主觀的影響，改善模型約為基準(zhǔn)模型的3.46倍?；鶞?zhǔn)模型和改善模型的系數(shù)差異證明了采用普通多元線性回歸所得結(jié)果的有偏性和采用工具變量方法的必要性。筆者認為，二者統(tǒng)計量在系數(shù)上的差別是因為互聯(lián)網(wǎng)使用與公民政治價值觀之間存在雙向關(guān)系。即，互聯(lián)網(wǎng)的使用可以影響公民的政治態(tài)度和價值觀，反過來，公民的政治價值觀念也會影響公民的網(wǎng)絡(luò)行為。終上所述，筆者認為有必要拋棄OLS模型的實證結(jié)果而采用TSLS模型的實證結(jié)果。

（二）由TSLS模型可知，民眾的網(wǎng)絡(luò)使用對其權(quán)威價值觀和民主價值觀的影響都在5%的水平下顯著。民眾的網(wǎng)絡(luò)使用與其權(quán)威價值觀的關(guān)系是反向的，具體而言，在其他條件相同的情況下，互聯(lián)網(wǎng)使用的頻率每增加一個單位，權(quán)威價值觀因子會減少0.40個單位；民眾的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，互聯(lián)網(wǎng)對其權(quán)威價值觀的負面影響就越大，假設(shè)一得到了驗證。而民眾的網(wǎng)絡(luò)使用對其民主價值觀的影響則是正向的，具體來說，在控制其他因素不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)使用每增加一個單位，民主價值觀因子就會增加0.19個單位；使用頻率越高的民眾，互聯(lián)網(wǎng)對其民主觀的正面影響就會越大，因此，假設(shè)二也得到了驗證。

關(guān)于控制變量，可以發(fā)現(xiàn)，年齡變量對民眾政治價值觀有著顯著的影響，但是它與價值觀的關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)系。就權(quán)威觀而言，因為年齡變量的系數(shù)大于零，年齡的平方變量的系數(shù)小于零，可以推出，網(wǎng)民的年齡與其權(quán)威觀呈U型關(guān)系，最低點約為52歲，因此，對于處在18歲到52歲之間的民眾，他們的互聯(lián)網(wǎng)使用行為對其權(quán)威價值觀的影響是負向的，但是對于53歲及其以上的群體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用對其權(quán)威觀的影響是正向的關(guān)系。就民主觀而言，因為年齡的系數(shù)小于零，年齡的平方的系數(shù)大于零，所以網(wǎng)民年齡與其民主價值觀呈倒U型關(guān)系，U型的頂點大約是58歲，也就是說，處于18到58歲之間的網(wǎng)民，其互聯(lián)網(wǎng)使用對民主價值觀的影響是正向的，而59歲及其之上的民眾，這種關(guān)系就開始呈下降趨勢。與網(wǎng)民政治價值觀呈曲線關(guān)系的還有階層認同這一變量，由系數(shù)可知，網(wǎng)民的階層認知與其權(quán)威觀呈倒U型關(guān)系，U型的頂點為2.87，也就是說，自我階層認知處于第一和第三階層的人，互聯(lián)網(wǎng)行為對其權(quán)威價值觀的影響是正向的，而對于第四到第十階層的網(wǎng)民來說，互聯(lián)網(wǎng)行為對其權(quán)威價值觀的影響是呈下降趨勢的。在控制變量中，網(wǎng)民的家庭年收入的指數(shù)與其權(quán)威價值觀也呈倒U型關(guān)系，但是只在10%的水平下顯著，故這里不予采納。

就省份變量而言，中部省份和西部省份民眾的互聯(lián)網(wǎng)使用對其民主觀的影響的均值都要低于東部省份，西部省份民眾的互聯(lián)網(wǎng)使用對權(quán)威觀的影響的均值要高于東部省份。這符合現(xiàn)代化理論，因為東部省份的經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化水平要顯著高于中西部省份。但是這種因果關(guān)系并不是絕對的，因為我們也發(fā)現(xiàn)，中部省份民眾的互聯(lián)網(wǎng)使用對其權(quán)威觀的影響的均值要低于東部省份。網(wǎng)民的教育年限和黨員身份對其政治價值觀的影響要低于作者原先的估計，雖然網(wǎng)民的教育年限與權(quán)威價值觀負相關(guān)，黨員身份與權(quán)威觀正相關(guān)，然而，他們對民主觀念的影響都不顯著。心里和行為特征變量中，網(wǎng)民的人際信任、生活總體滿意度對都對其權(quán)威價值觀有著正面的影響。

四、結(jié) 論

本文利用炒股和家庭購買電腦數(shù)作為工具變量的方法，考察了互聯(lián)網(wǎng)使用對我國民眾政治價值觀的影響。工具變量模型是希望克服模型估計的內(nèi)生性問題。OLS模型和TSLS模型的結(jié)果都表明了互聯(lián)網(wǎng)使用對民眾政治價值觀的具有顯著的影響，具體表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)使用負向影響民眾的權(quán)威價值觀，正向影響民眾的民主價值觀，進一步證明了中國民眾政治價值觀的變遷理論[15]。需要說明的是，雖然模型從權(quán)威價值觀（權(quán)威主義）和民主價值觀（民主主義）的二元角度分別證明了互聯(lián)網(wǎng)使用對權(quán)威價值觀與民主價值觀的影響，但是筆者并不是用權(quán)威價值觀（權(quán)威主義）和民主價值觀（民主主義）的二元對立框架考察中國民眾的政治價值觀，事實上，處于轉(zhuǎn)型時期的中國民眾更可能是一種過渡型的價值觀，既有傳統(tǒng)性的價值觀因素，也有現(xiàn)代性的價值觀因素?；ヂ?lián)網(wǎng)作為市場化經(jīng)濟的產(chǎn)物，在迅速地推動著中國社會結(jié)構(gòu)的重塑和調(diào)整的同時，也在民眾價值觀的轉(zhuǎn)變中發(fā)揮著重要的作用。

最后，應(yīng)該指出的是，本文試圖通過工具變量的方法解決互聯(lián)網(wǎng)使用與政治價值觀的雙向因果關(guān)系帶來的模型有偏估計，但囿于被解釋變量和截面數(shù)據(jù)的局限，對互聯(lián)網(wǎng)使用和政治價值觀影響的具體機制，尤其是互聯(lián)網(wǎng)對政治價值觀影響的變遷機制并沒有更深入的涉及。

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[15]Steve，Chan.Chinese Political Attitudes and Values in Comparative Comtext：Cautionary Remarks on Cultural Attributions.Journal of Chinese Political Science，2008，13（3）：225-248.

（責(zé)任編輯 焦德武）