孫瑞佳 陳若凡

摘要：互聯(lián)網(wǎng)治理是國家治理現(xiàn)代化的重要組成部分。個體制度化政治參與程度與互聯(lián)網(wǎng)使用密切相關(guān)，亦是互聯(lián)網(wǎng)治理的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。本文基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2015年度的調(diào)查數(shù)據(jù)，以調(diào)查對象參與村（居）委會選舉這一指標(biāo)為依托，使用量化研究方法論證互聯(lián)網(wǎng)使用與個體制度化政治參與之間是否存在相關(guān)關(guān)系，并尋找個體政治滿意度在其中所起到的中介作用。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用程度負(fù)向影響個體制度化政治參與水平和個體政治滿意度，同時，政治滿意度在互聯(lián)網(wǎng)使用對政治參與的關(guān)系中起部分中介作用。公共部門將制度化政治參與納入國家治理范疇，推動互聯(lián)網(wǎng)規(guī)范使用，具有必要性與迫切性。

關(guān)鍵詞：治理能力；制度化政治參與；互聯(lián)網(wǎng)；中介作用

中圖分類號：D621.5；G206文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：2095-5103（2021）11-0036-06

一、引言

2016年4月，習(xí)近平總書記在網(wǎng)絡(luò)安全和信息化工作座談會上發(fā)表重要講話，提出要“推動我國網(wǎng)信事業(yè)發(fā)展，讓互聯(lián)網(wǎng)更好造福人民”[1]。該提法佐證了互聯(lián)網(wǎng)治理過程中所必須堅(jiān)持的人民主體地位，即使互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展成果在全方面各領(lǐng)域?yàn)槿嗣袼蚕怼＿@一以人民為中心的互聯(lián)網(wǎng)治理理念也反映在政治生活場景中。

隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，以電子政務(wù)為代表的新型治理方式層出不窮，為政治生活發(fā)展提供了新機(jī)遇，也帶來了新挑戰(zhàn)。一方面，新型政務(wù)服務(wù)平臺的搭建使人們獲取政治信息以及與政府部門進(jìn)行溝通更加便捷，降低了政治參與成本；另一方面，紛繁復(fù)雜的網(wǎng)絡(luò)信息易導(dǎo)致負(fù)面輿論與非理性情緒的滋生與傳播，對人民增強(qiáng)對政府的信任并擴(kuò)大政治參與起到一定的負(fù)面作用。互聯(lián)網(wǎng)與政治參與的關(guān)系研究一直是互聯(lián)網(wǎng)治理研究的重點(diǎn)領(lǐng)域，本文著眼于個體制度化政治參與這一議題，探求其與互聯(lián)網(wǎng)使用的關(guān)聯(lián)。

對于互聯(lián)網(wǎng)使用與個體制度化政治參與間存在的內(nèi)在影響機(jī)制，本文引入政治滿意度作為中介變量予以分析，將政治滿意度作為互聯(lián)網(wǎng)使用與政治參與的中介變量，將研究納入政治心理學(xué)的分析框架，以期厘清互聯(lián)網(wǎng)使用對個體制度化政治參與的具體作用。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

雖然互聯(lián)網(wǎng)的普及大幅度降低了人們獲取政治信息的成本，拓寬了政治參與的渠道，但多數(shù)研究者依然對將互聯(lián)網(wǎng)作為推動公民有序政治參與的主要方式持保守意見，他們認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)使民眾獲取信息的成本降低，良莠不齊的互聯(lián)網(wǎng)信息容易對民眾態(tài)度產(chǎn)生“助燃作用”，會擴(kuò)大線下的游行、集會等非制度性政治參與活動[2]。孟天廣等[3]人研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)介入可以分為個體性介入和集體性介入，互聯(lián)網(wǎng)普及本身并不會自動帶來民主，個體性互聯(lián)網(wǎng)介入反而具有負(fù)面影響或者無影響。這些研究表明，雖然互聯(lián)網(wǎng)的使用可以豐富政治信息獲取渠道、增強(qiáng)民眾與政府的有益互動，但是互聯(lián)網(wǎng)上的負(fù)面信息容易干擾個人判斷，阻礙個體的制度化政治參與。因此，本文提出如下假設(shè)。

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用程度與個體制度化政治參與呈反向變化。使用互聯(lián)網(wǎng)程度越高，個體制度化政治參與程度越低。

在假設(shè)H1中，我們假設(shè)互聯(lián)網(wǎng)使用會對個體制度化政治參與帶來一定的負(fù)面影響，并使用歸因理論對其負(fù)面影響進(jìn)行進(jìn)一步解釋。歸因是對主客體表現(xiàn)和發(fā)生原因所進(jìn)行的推理與判斷過程，在推動人們探究事情發(fā)生背后的原因時，又會對個體的態(tài)度產(chǎn)生一定影響[4]。個體使用互聯(lián)網(wǎng)的時間越長、瀏覽的信息越多，越有可能接收真假難辨的負(fù)面信息。這些信息通常圍繞某些社會特定現(xiàn)象或者社會熱點(diǎn)事件產(chǎn)生。如果將范圍縮小到政治信息，當(dāng)個體接收過多的互聯(lián)網(wǎng)政治信息時，容易發(fā)生信息超載，一方面嚴(yán)重影響上網(wǎng)者的情緒，另一方面也會引發(fā)上網(wǎng)者關(guān)于“為什么會有這么多的負(fù)面信息？”的思考。當(dāng)個體依據(jù)真?zhèn)尾幻鞯木W(wǎng)絡(luò)政治信息來進(jìn)行歸因時，其對制度化政治參與的承擔(dān)者——公共部門的印象便會大打折扣，對公共部門工作的認(rèn)同也有所降低，政治滿意度被削減。因此，通過歸因理論，可以推知假設(shè)H2.

H2：互聯(lián)網(wǎng)使用負(fù)向影響個體政治滿意度。使用互聯(lián)網(wǎng)的程度越高，個體政治滿意度水平越低。

當(dāng)個體的政治滿意度在互聯(lián)網(wǎng)使用程度的影響下發(fā)生變化后，態(tài)度上的變化會反映在行為中。我們可以依據(jù)計(jì)劃行為理論[5]中“行為態(tài)度-行為意向-實(shí)際行為”路徑來解釋政治滿意度如何影響政治參與行為，當(dāng)個體的政治滿意度降低時，對公共部門的公信力感知降低，對其產(chǎn)生一種“抗?fàn)幮浴鼻榫w。在這種對抗性情緒的影響下，個體想要通過體制內(nèi)的渠道來參與政治活動的意向下降，此時公共部門在個體看來是不可信任的、有問題的。當(dāng)參加活動的意向下降時，參加活動的實(shí)際行動就更難付諸實(shí)踐。因此，可以得到假設(shè)H3。

H3：個體政治滿意度正向影響個體制度化政治參與。政治滿意度越低，制度化政治參與的程度越差。

上述討論分別分析了互聯(lián)網(wǎng)使用程度與個體制度化政治參與行為之間、互聯(lián)網(wǎng)使用程度與個體政治滿意度之間、個體政治滿意度與個體制度化政治參與行為之間的關(guān)系。因此，可以以此為基礎(chǔ)，得到假設(shè)H4。

H4：個體政治滿意度在互聯(lián)網(wǎng)使用與個體制度化政治參與中發(fā)揮部分中介作用。

三、研究方法

（一）樣本基本情況

本文所使用數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心2015年的“中國綜合社會調(diào)查（CGSS）”。該調(diào)查采用多階分層抽樣，覆蓋全國各省市自治區(qū)的10000多戶家庭，具有全國性、綜合性。2015年的CGSS原始數(shù)據(jù)有效樣本規(guī)模為10968份。本文在對互聯(lián)網(wǎng)使用、個體政治滿意度、個體制度化政治參與所在條目進(jìn)行篩選后，獲得有效樣本9489份（有效率為 86.5%）。

（二）變量測量

1.預(yù)測變量

互聯(lián)網(wǎng)使用主要考察個體對互聯(lián)網(wǎng)的使用情況，采用CGSS2015問卷A28題中的“過去一年，您對以下媒體的使用情況”進(jìn)行衡量，采用5點(diǎn)計(jì)分法，從“1到5”分別表示“從不”到“非常頻繁”，得分越高表示對互聯(lián)網(wǎng)的使用程度越高。

2.結(jié)果變量

政治參與主要考察個體參與制度化政治活動的程度，采用CGSS2015問卷中A44題的“上次居委會/村委會選舉，您是否參加了投票”進(jìn)行衡量，選項(xiàng)包括“是”“否”與“沒有投票資格”。依據(jù)居委會/村委會選舉情況可知，沒有投票資格的個體完全無法參與選舉投票，制度化政治參與程度最低；擁有投票資格卻沒有參與選舉的個體自動放棄了權(quán)利，政治參與程度其次；擁有投票資格且參與選舉投票的個體具有參與意識，政治參與程度最高。因此，依據(jù)政治參與程度對三個選項(xiàng)進(jìn)行重新編碼，“是”與“沒有資格投票”分別對應(yīng)“2到0”，得分越高表示政治參與程度越高。

3.中介變量

個體政治滿意度主要考察個體對于政治生活的滿意程度，包括對公共部門職能履行的滿意程度等多個維度，采用CGSS2015問卷中的B16題的“我們想了解一下您對政府所提供的下面公共服務(wù)的滿意度如何？如果0分代表完全不滿意，100分代表完全滿意，您分別給打多少分？”進(jìn)行測量，包括“公眾教育、醫(yī)療衛(wèi)生、住房保障、社會管理、勞動就業(yè)、社會保障、低保與基本社會服務(wù)、公共文化與體育、城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施”九個維度；對于政治滿意度變量的得分計(jì)算，采用九個維度加總后取均值的方式獲得，得分越高表示政治滿意度越高。基于數(shù)據(jù)，政治滿意度的Cronbachsα信度系數(shù)為0.93。

（三）統(tǒng)計(jì)分析策略

本文采用SPSS19.0進(jìn)行數(shù)據(jù)管理和統(tǒng)計(jì)分析，對于獲得的9489份有效數(shù)據(jù)，首先檢驗(yàn)測量的信度與效度，并且對互聯(lián)網(wǎng)使用、個體政治滿意度與個體制度化政治參與的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，然后本文構(gòu)建回歸方程驗(yàn)證“互聯(lián)網(wǎng)使用—個體政治滿意度—個體制度化政治參與”之間的中介效應(yīng)。值得注意的是，本文采用溫忠麟團(tuán)隊(duì)[6]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，將各變量間的相關(guān)關(guān)系使用下列方差組進(jìn)行描述：

（1）：y=c^x+e1

（2）：m=a^x+e2

（3）：y=c^x+b^m+e3

第一步做y對x的回歸，檢驗(yàn)c^是否顯著；第二步做m對x的回歸，檢驗(yàn)a^是否顯著；第三步做y對m和x的回歸，檢驗(yàn)b^與c^的顯著情況（x為預(yù)測變量互聯(lián)網(wǎng)使用，y為結(jié)果變量個體制度化政治參與，m為中介變量個體政治滿意度）。

四、結(jié)果與分析

（一）描述統(tǒng)計(jì)分析

對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，變量年齡有男女兩個取值，均值為1.53，標(biāo)準(zhǔn)差為0.499；變量年齡是用當(dāng)年年份減去出生時間表示，平均年齡約49.94歲，標(biāo)準(zhǔn)差為16.93；變量民族依據(jù)出生血緣，大部分問卷參與者為漢族，標(biāo)準(zhǔn)差為1.375；變量學(xué)歷表明接受教育的程度，平均受教育程度為職業(yè)高中，標(biāo)準(zhǔn)差為3.172；變量收入測算經(jīng)濟(jì)水平，以年為單位，年平均收入為3萬多元，標(biāo)準(zhǔn)差較大；變量政治面貌測量政治狀況，均值為1.38，標(biāo)準(zhǔn)差為0.936；變量互聯(lián)網(wǎng)使用測量互聯(lián)網(wǎng)使用程度，均值為2.42，標(biāo)準(zhǔn)差1.65；政治滿意度測量個體對公共部門的滿意程度，滿分100分，平均分?jǐn)?shù)為70.42分，標(biāo)準(zhǔn)差為13.11；政治參與測量個體對制度化政治活動的參與程度，均值為1.43，標(biāo)準(zhǔn)差為0.567。

（二）核心變量相關(guān)分析

對變量之間的相關(guān)性進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示：互聯(lián)網(wǎng)使用與政治滿意度、政治參與意愿之間存在顯著負(fù)相關(guān)；同時，政治滿意度與政治參與之間存在顯著正相關(guān)。此外，人口學(xué)變量中的部分指標(biāo)（如性別、年齡、民族、學(xué)歷、收入、政治面貌等），也與核心變量之間存在一定的關(guān)聯(lián)性，需要在后續(xù)的分析中進(jìn)行控制。

首先，檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對個體制度化政治參與程度的直接影響，從表1的模型一中可以發(fā)現(xiàn)，在控制了如性別、年齡等人口學(xué)變量之后，互聯(lián)網(wǎng)使用水平對個體制度化政治參與程度具有一定的負(fù)向影響（β=-0.113，p<0.01），這表明當(dāng)人們對互聯(lián)網(wǎng)的使用程度日漸加深，從互聯(lián)網(wǎng)上了解的信息越發(fā)魚龍混雜，會降低人們的個體制度化政治參與行為，假設(shè)H1被證實(shí)，同時c^被證明顯著。

其次，檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對個體政治滿意度的影響，從表1的模型二中可以發(fā)現(xiàn)，在控制了人口學(xué)變量（如性別、年齡等）后，互聯(lián)網(wǎng)使用水平對個體政治滿意度具有負(fù)向影響（β=-0.081，p<0.01），這說明當(dāng)人們對互聯(lián)網(wǎng)的使用程度日漸加深，獲得政治信息的門檻變低，負(fù)面或者不實(shí)政治信息的傳播會降低人們的政治滿意程度，假設(shè)H2被證實(shí)，同時a^被證明顯著。

表1中模型三檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用和政治滿意度對政治參與水平的影響，從模型三的數(shù)據(jù)中可以發(fā)現(xiàn)，個體政治滿意度正向影響了個體制度化政治參與程度（β=0.089，p<0.01），這說明個體政治滿意度程度越高，政治參與的水平越強(qiáng)，假設(shè)H3被證明。b^與c^均顯著，假設(shè)H4得到證明，中介效應(yīng)顯著。

五、討論與總結(jié)

（一）結(jié)果討論

本文通過對CGSS2015中9489份樣本數(shù)據(jù)的分析，探究了互聯(lián)網(wǎng)使用程度對個體制度化政治參與程度的影響以及政治滿意度的中介作用。研究表明：互聯(lián)網(wǎng)使用程度負(fù)向影響個體制度化政治參與水平，使用程度越深，制度化政治參與程度越差；互聯(lián)網(wǎng)使用程度負(fù)向影響個體政治滿意度，使用程度越深，政治滿意度越低；個體政治滿意度正向影響個體制度化政治參與程度，政治滿意度越高，制度化政治參與越積極。同時，政治滿意度在互聯(lián)網(wǎng)使用對政治參與的關(guān)系中起部分中介作用。

進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)時代后，互聯(lián)網(wǎng)對政治生活的影響一直是學(xué)者們爭論的焦點(diǎn)。研究表明，互聯(lián)網(wǎng)使用程度會負(fù)向影響個體政治滿意度與個體制度化政治參與，側(cè)面驗(yàn)證了對使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行政治參與持保守態(tài)度的學(xué)者們的結(jié)論，即互聯(lián)網(wǎng)使用在降低信息獲取成本后帶來了一定的負(fù)面影響[7]，這一結(jié)果的發(fā)現(xiàn)與前人使用量化方法研究互聯(lián)網(wǎng)使用與非制度化政治參與間關(guān)系所得結(jié)論具有一定程度的差別，是對互聯(lián)網(wǎng)使用研究的有益補(bǔ)充。除此之外，本文引入個體政治滿意度來解釋互聯(lián)網(wǎng)使用與個體制度化政治參與的內(nèi)在機(jī)制，并證明個體政治滿意度確實(shí)存在部分中介效應(yīng)。既往研究多是單純研究互聯(lián)網(wǎng)使用與政治參與之間的關(guān)系，或者對互聯(lián)網(wǎng)政治參與現(xiàn)象進(jìn)行闡述[8]，沒有試圖探究態(tài)度在負(fù)向關(guān)系中扮演的角色，因此，本文對政治滿意度的討論是對以往研究的有效增益。

（二）實(shí)踐啟示

一是將個體制度化政治參與治理納入國家治理范疇具有必要性與迫切性。在互聯(lián)網(wǎng)時代，民眾的制度化政治參與所受的負(fù)面沖擊有時大于正面影響，需采取措施或進(jìn)行變革抑制個體制度化政治參與水平的下降。

二是從側(cè)面反映出將個體制度化政治參與程度作為衡量國家互聯(lián)網(wǎng)治理能力的重要指標(biāo)具有可行性。實(shí)現(xiàn)國家治理評估體系指標(biāo)化是國家治理現(xiàn)代化的重要一環(huán)，有助于人們判斷治理績效，查缺補(bǔ)漏，并為國家治理相關(guān)改革指引方向[9]70-71。互聯(lián)網(wǎng)治理由于存在于虛擬空間，許多治理項(xiàng)目多體現(xiàn)為概念性特征而缺乏經(jīng)驗(yàn)層面的操作性，將個體制度化政治參與程度作為互聯(lián)網(wǎng)治理評估的重要指標(biāo)，實(shí)現(xiàn)治理能力提升的數(shù)據(jù)化與可視化，有助于打通概念與現(xiàn)實(shí)之間的橋梁，為互聯(lián)網(wǎng)治理提供一個明確路徑與方向。

最后，要警惕互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶來的負(fù)面作用，清朗網(wǎng)絡(luò)風(fēng)氣。研究結(jié)果佐證了互聯(lián)網(wǎng)在政治生活場域中所具有的負(fù)面效應(yīng)?；ヂ?lián)網(wǎng)下的信息共享加速了負(fù)面輿論與非理性情緒的產(chǎn)生與傳播，容易引起網(wǎng)民與公共部門的對立與隔閡，不利于塑造政治信任并擴(kuò)大制度化政治參與。因此需要著眼于清朗網(wǎng)絡(luò)風(fēng)氣，構(gòu)建良好的互聯(lián)網(wǎng)生態(tài)，維護(hù)國家網(wǎng)絡(luò)安全。

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責(zé)任編輯：羅鈺涵