陳鵬

（北京大學(xué)政府管理學(xué)院，北京，100871）

媒體與中國農(nóng)民政治參與的關(guān)系研究
——基于全國代表性數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

陳鵬

（北京大學(xué)政府管理學(xué)院，北京，100871）

媒體依賴?yán)碚摷僭O(shè)，媒體，特別是互聯(lián)網(wǎng)，對(duì)農(nóng)民的溫和性政治參與和抗?fàn)幮哉螀⑴c存在顯著影響。但是這種理論低估了“數(shù)字鴻溝”對(duì)農(nóng)民媒體接觸機(jī)會(huì)的影響，高估了媒體對(duì)當(dāng)前農(nóng)民政治參與的作用。為了在實(shí)證上評(píng)估媒體與政治參與的關(guān)系，結(jié)合2008年全國代表性農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建了二分邏輯斯蒂回歸模型。分析結(jié)果表明，獲取成本較低的地方媒體，對(duì)中國農(nóng)民的溫和型政治參與存在顯著影響。但媒體對(duì)抗?fàn)幮哉螀⑴c行為不存在影響。研究還表明資源理論可解釋中國農(nóng)民常態(tài)的參與行為，但也無法解釋抗?fàn)幮詤⑴c行為。心理卷入理論對(duì)政治參與的解釋力在統(tǒng)計(jì)上無法獲得數(shù)據(jù)支持。

媒體；政治參與；媒體依賴?yán)碚?/p>

一、引言

政治參與是指公民對(duì)政府政策過程和決策產(chǎn)生影響的行為［1］。依據(jù)政治參與的有序程度，可將政治參與行為分成溫和性政治參與行為和抗?fàn)幮哉螀⑴c行為［2］。溫和型的政治參與行為通常包括投票、聯(lián)系代表、聯(lián)系官員和聯(lián)系重要人物?？?fàn)幮驼螀⑴c行為是指以公民通過經(jīng)濟(jì)手段表達(dá)政治利益訴求的行為。改革開放以來，雖然農(nóng)民的政治參與集中在政策執(zhí)行過程環(huán)節(jié)，但隨著基層民主制度建設(shè)的不斷完善，農(nóng)民有序的政治參與行為水平大為提高［3］。然而，農(nóng)民的抗?fàn)幮驼螀⑴c行為，如拒繳稅費(fèi)等行為也是經(jīng)常見諸報(bào)端［4］。那么，媒體在農(nóng)民的政治參與中扮演著何種角色呢？

就政治參與的發(fā)生，目前有三種代表理論：資源（resourse）理論、心理卷入（psychological involvement）理論和媒體系統(tǒng)依賴（media system depency）理論。資源理論認(rèn)為行為者的金錢、時(shí)間和公民技能與政治參與相關(guān)。心理卷入理論強(qiáng)調(diào)行為者的政治興趣和政治內(nèi)外效能。直接與媒介相關(guān)的政治參與理論，就是媒介依賴?yán)碚摚?］。在20世紀(jì)早期，這派研究者認(rèn)為由于政黨對(duì)報(bào)紙的控制，媒體對(duì)公民的政治參與起著消極作用。隨著普選范圍的擴(kuò)大，候選人成為選舉關(guān)注的焦點(diǎn)。傳媒對(duì)政治參與，特別是選舉投票行為，具有積極的正向作用。原因在于媒體拓寬了公民獲取政治信息的渠道［6］。那么，中國農(nóng)民的政治參與行為，是否同樣受到了媒體帶來的影響？影響程度有多大？最后，資源理論和心理卷入理論在中國是否也存在解釋力？這都是本研究要回答的問題。

二、媒體系統(tǒng)依賴、資源、心理卷入與政治參與

首先，從媒體系統(tǒng)依賴?yán)碚搧砜?，研究者從以下三種路徑來研究媒體與政治參與的關(guān)系。第一種路徑認(rèn)為媒體是人類理性的表現(xiàn)［7］。媒體及相關(guān)的傳媒技術(shù)通過減少信息傳播的成本，擴(kuò)寬信息傳播的網(wǎng)絡(luò)，有助于培育公民社會(huì)。這種路徑高歌媒體對(duì)政治參與的影響。然而，這種路徑無法解釋公民對(duì)媒體傳播信息的選擇作用。但這種路徑注意到了媒體與信息傳播的成本是緊密相關(guān)的。

第二種路徑認(rèn)為媒體僅僅是人類溝通表達(dá)的工具，媒體與公民的政治參與并不存在必然的聯(lián)系。情境和公民的個(gè)體特征是影響公民政治參與行為的主要原因。這種研究路徑由于僅僅觀察公民的截面數(shù)據(jù)，導(dǎo)致這種研究無法發(fā)現(xiàn)媒體對(duì)公民政治參與的長(zhǎng)期影響。但是，這種路徑注意到了外界環(huán)境和公民個(gè)體特征對(duì)于媒介形式選擇的制約作用。

第三種路徑認(rèn)為媒體對(duì)政治參與的積極或消極影響，必須結(jié)合時(shí)間考察。研究者發(fā)現(xiàn)媒體對(duì)公民短期的政治參與具有顯著影響。這種影響又可分為線上和線下影響。研究者利用轉(zhuǎn)化率的概念，考察了線上的政治參與和線下的政治參與的區(qū)別，指出網(wǎng)民的線上政治參與行為并不會(huì)總是導(dǎo)致線下的政治參與行為。盡管如此，這種路徑還是承認(rèn)媒體與政治參與存在聯(lián)系。

結(jié)合上述三種路徑，可知：公民總會(huì)選擇經(jīng)濟(jì)成本較低，與自身參與行為有關(guān)的、政治信息量豐富的媒介形式。所以，對(duì)于中國農(nóng)民而言，獲取成本低、與自身參與行為相關(guān)，而且信息相對(duì)豐富的信息媒介對(duì)農(nóng)民的溫和型政治參與行為具有影響（記作假設(shè)1）。但是，對(duì)那些以抗?fàn)幮允侄螀⑴c政治的農(nóng)民，由于農(nóng)民對(duì)媒體的信任下降，農(nóng)民不信賴媒體傳播的信息。因此，媒體對(duì)抗?fàn)幮哉涡袨椴痪哂杏绊懀ㄓ涀骷僭O(shè)2）。

那么，資源理論對(duì)中國農(nóng)民政治參與是否具有解釋力呢？由于政治學(xué)研究者對(duì)“生態(tài)謬誤”（ecological fallacy）關(guān)注，資源理論傾向從公民個(gè)體的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和地位因素（SES）來解釋公民的政治參與［8］。其中，社會(huì)化理論認(rèn)為公民政治參與與其政治社會(huì)化過程緊密相關(guān)。同時(shí)，公民不同的年齡階段受到政治社會(huì)化過程不同，對(duì)公民的政治參與行為存在不同的影響。Easton認(rèn)為公民青年期的社會(huì)化影響最強(qiáng)［9］。因此，本研究第三個(gè)假設(shè)就是：中國農(nóng)民的政治參與行為存在代際差異（記作假設(shè)3）。如Verba、Brady和Schulzman指出公民的收入水平更高，會(huì)增強(qiáng)公民的政治參與意識(shí)。由于社會(huì)調(diào)查中農(nóng)民通常不愿意匯報(bào)自己的具體收入，因此，缺失值相當(dāng)大。為了反映中國農(nóng)民的收入，本研究選擇了與公民收入密切相關(guān)的指標(biāo)即公民的主觀社會(huì)地位。本研究的第四個(gè)假設(shè)和第五個(gè)假設(shè)就是：中國農(nóng)民的學(xué)歷水平對(duì)其政治參與水平呈正向相關(guān)關(guān)系（記作假設(shè)4）；中國農(nóng)民的主觀社會(huì)地位越高，公民的政治參與行為更積極（記作假設(shè)5）。

最后，心理卷入理論也是解釋公民政治參與行為的重要工具。因此，研究有必要考察公民的政治興趣和政治效能感的影響。公民的政治興趣使得公民平時(shí)熱衷參與政治活動(dòng)、主動(dòng)獲取政治信息和動(dòng)員其他公民參與政治?？梢哉f，公民自身的政治興趣對(duì)于公民自身的政治社會(huì)化具有重要影響。因此，本研究認(rèn)為公民自身的政治興趣越強(qiáng)，公民政治參與的可能性更大（記作假設(shè)6）。中國農(nóng)村的“能人政治”，固然體現(xiàn)了高收入和熟練職業(yè)技能的農(nóng)民在政治參與能力上強(qiáng)于其他農(nóng)民，但這從另一個(gè)側(cè)面反映了內(nèi)在政治效能感的影響［10］?！澳苋恕钡膩碓丛谥袊r(nóng)村是相當(dāng)多元的。由于“能人”在家族和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面的優(yōu)勢(shì)，也由于“能人”對(duì)政治的組織和運(yùn)作、經(jīng)濟(jì)信息更為了解，他們更多愿與鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部和村委會(huì)成員接觸，提高了他們政治參與的信心。因此，中國農(nóng)民的內(nèi)在政治效能感對(duì)政治參與產(chǎn)生正向的影響（記作假設(shè)7）。

三、數(shù)據(jù)、測(cè)量與數(shù)據(jù)分析

（一）研究方法、模型設(shè)置和數(shù)據(jù)庫說明

回顧中國媒體與政治參與的關(guān)系研究，可發(fā)現(xiàn)這些研究的數(shù)據(jù)都存在代表性不足、調(diào)查時(shí)間滯后等問題。同時(shí)，這些研究往往忽視區(qū)分中國城鄉(xiāng)的差別。因此，以往中國農(nóng)民的媒體使用和政治參與的關(guān)系無法在經(jīng)驗(yàn)上得到檢驗(yàn)。從方法角度來講，基于大樣本數(shù)據(jù)的定量研究方法較規(guī)范，其分析更為客觀，較案例研究更具可推廣性?？紤]到公眾的政治參與只有“參與與不參與”之分，因此，本文建立了二分邏輯斯蒂回歸模型（Binary logistics regressive model）。二分邏輯斯蒂回歸適用于因變量為二分名義變量的情況。

本文數(shù)據(jù)取自“2008年東亞民意動(dòng)態(tài)調(diào)查（中國大陸）”的農(nóng)村樣本。數(shù)據(jù)是從2007年11月到2008年12月，以求了解中國農(nóng)民的政治參與行為與媒體之間的關(guān)系。調(diào)查具體由北京大學(xué)中國國情研究中心負(fù)責(zé)實(shí)施，采取分層多階段抽樣方法，在全國29個(gè)省、市、自治區(qū)，212個(gè)縣級(jí)單位收集了5098位受訪人，有效完成率為72.6%，其中農(nóng)村居民4188位?？傊?，該數(shù)據(jù)由嚴(yán)格的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)執(zhí)行，人口學(xué)特征變量及其他相關(guān)變量與《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的樣本結(jié)構(gòu)接近，抽樣準(zhǔn)確性較高，因此，數(shù)據(jù)樣本的代表性較高。

（二）變量置備和描述統(tǒng)計(jì)

調(diào)查問卷中相應(yīng)的變量包括：選舉參與、政治效能與政治認(rèn)知、政治參與、經(jīng)濟(jì)社會(huì)背景等。由于亞洲民意調(diào)查與若干測(cè)項(xiàng)的測(cè)量方向相反，因此，本研究在數(shù)據(jù)的預(yù)處理過程中，首先保證了測(cè)量變量方向的一致性，以避免數(shù)據(jù)分析結(jié)論的誤判。

研究的因變量是公眾的政治參與，包括溫和政治參與行為和抗?fàn)幮驼螀⑴c行為。具體來說包括是否參加過村委會(huì)選舉投票、聯(lián)系政府官員、聯(lián)系人大代表、聯(lián)系黨組織、聯(lián)系其他重要人物、拒繳稅費(fèi)等。其中選舉為單選項(xiàng)，其他為多項(xiàng)選擇。由于除投票之外的其他變量選項(xiàng)多屬于稀少事件且無回答比例較高，因此，將多選項(xiàng)中的“一次”和“多次”選項(xiàng)予以合并，轉(zhuǎn)化成為具有“是”與“否”取值的二分虛擬變量。

研究的核心自變量是信息媒介。是本文關(guān)注的核心解釋變量。該變量是通過受訪人是否主要通過電視、報(bào)紙、收音機(jī)、互聯(lián)網(wǎng)、手機(jī)短信/上網(wǎng)等作為測(cè)項(xiàng)。為檢驗(yàn)這類信息媒介聯(lián)系對(duì)政治參與的凈影響，研究還包括三類控制變量：

人口學(xué)變量：受訪人的性別、年齡等基本人口學(xué)變量，考察性別差異和代際差異對(duì)政治參與行為的影響；社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量：包括受訪人的受教育水平和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高低對(duì)村民政治參與行為的影響；政治效能感的相關(guān)變量：包括政治討論、政治效能等政治介入水平的因素對(duì)其政治參與行為的影響。

通過表1，可知媒體中的報(bào)紙、收音機(jī)、互聯(lián)網(wǎng)和私人聯(lián)系的缺失比例都是較大的。由于這些變量的無回答比例控制在20%以內(nèi)。因此，為了盡可能地有效利用調(diào)查所獲得的樣本，我們插補(bǔ)了上述變量的缺失值。對(duì)于那些無法處理的缺失值，下文的回歸分析采取了列刪法處理。表3列舉了本文涉及變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)誤和相對(duì)誤差等描述統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。結(jié)合CV系數(shù)取值來看，這些變量的相對(duì)誤差都在0.15之下，這表明亞洲民意調(diào)查的測(cè)量質(zhì)量是比較高的。

從媒體的使用結(jié)構(gòu)來看，村民目前最重要的媒體是電視，比例占83.4%，其次分別為私人聯(lián)系、報(bào)紙和互聯(lián)網(wǎng)。通過媒體的構(gòu)成可知，中國農(nóng)村使用新型媒介如互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)的比例依然是較低的。當(dāng)然，傳統(tǒng)媒介中的收音機(jī)僅占1.3%，廣播的比重不斷下降。這表明由于城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施存在的巨大差異，農(nóng)村居民接觸新型媒體的機(jī)會(huì)較低，“數(shù)字鴻溝”已經(jīng)限制了這些媒體對(duì)農(nóng)民政治參與的影響。

（三）資源、心理卷入與農(nóng)民的政治參與

首先，人口學(xué)變量方面，透過發(fā)生比可以看出，隨著年齡段的不斷上升，處于青年期的村民和30歲以上年齡段農(nóng)民的差異也不斷上升。其中，以18-29歲為參照類，處于30歲以上的各年齡階段人群與處于18-29歲這一青年階段村民的投票行為發(fā)生比具有顯著的差異。同時(shí)，也可以發(fā)現(xiàn)40—49歲農(nóng)民的投票行為發(fā)生比變化是最為顯著的。這也證實(shí)了村民投票行為發(fā)生概率U型分布關(guān)系的假設(shè)［11］。同時(shí)，模型還顯示在聯(lián)系黨組織時(shí)，處于30歲到39歲，40-49歲之間的村民相比處于青年期的村民，其聯(lián)系黨組織和拒繳稅費(fèi)的行為更為顯著。這說明了無論是投票行為還是聯(lián)系政治性組織，U型分布都是成立的。隨著人際圈子的拓寬，政治涉入增大，使得村民必須面對(duì)與其經(jīng)濟(jì)利益息息相關(guān)的村委選舉和其他政治行為。這證實(shí)了本研究的假設(shè)3。

其次，教育和社會(huì)地位與投票的關(guān)系，在中國村委會(huì)選舉行為是否也可以獲得證實(shí)呢？模型顯示教育和社會(huì)地位對(duì)村民的投票具有積極影響［12］。其中，以大專以上文化的人群作為參照，大專以下文化的群體投票的發(fā)生比是大專以上文化群體投票發(fā)生比的1.5倍以上。這種現(xiàn)象值得思考之處在于，由于大專以上文化群體掌握更多的政治信息，且這種學(xué)歷水平的人群在經(jīng)濟(jì)生活中面臨著更多挑戰(zhàn)，參與投票的機(jī)會(huì)成本較高，導(dǎo)致了學(xué)歷較低的人群在投票發(fā)生比上高于學(xué)歷較高的人群。此外，從村民個(gè)人的主觀社會(huì)地位來看，中國農(nóng)村村委會(huì)的選舉數(shù)據(jù)也證實(shí)了社會(huì)地位越高，村民更有可能參與投票?？傮w而言，上述結(jié)果從數(shù)據(jù)證實(shí)了假設(shè)4和假設(shè)5的合理性。

第三，數(shù)據(jù)表明政治效能感變量對(duì)村民的投票行為不存在影響，但是政治效能感，對(duì)其他溫和性政治參與行為具有積極影響。村民的內(nèi)在效能感，對(duì)聯(lián)系人大代表和聯(lián)系黨組織等政治參與行為具有積極影響。而村民的外在效能感對(duì)于其拒繳稅費(fèi)則具有積極影響。數(shù)據(jù)表明村民的外在效能感，對(duì)拒繳稅費(fèi)這類政治參與行為具有相關(guān)性。這強(qiáng)化了政治外在效能感，對(duì)體制合法性存在影響。因此，村民個(gè)體的內(nèi)在效能感是影響村民溫和性政治參與行為的主因。但是，假設(shè)6和7都沒有通過統(tǒng)計(jì)顯著性的驗(yàn)證。

（四）媒體與農(nóng)民的政治參與行為

首先，表2顯示電視、報(bào)紙、收音機(jī)、因特網(wǎng)對(duì)村委會(huì)投票沒有影響。由于村委會(huì)選舉地域有限，且村委會(huì)選舉在宣傳和組織村民的資源有限，因此，基層的選舉在目前不可能通過電視、報(bào)紙、收音機(jī)來動(dòng)員村民參與選舉。私人化的接觸和手機(jī)更可能適合在小范圍內(nèi)組織和動(dòng)員村民來參與投票。由于私人聯(lián)系是村民獲取政治信息的主要形式，因此，社交型的媒介形式，如手機(jī)和私人聯(lián)系是解釋中國村民投票的主要原因，從而假設(shè)1得到證實(shí)。這與西方國家的投票與互聯(lián)網(wǎng)之間的關(guān)系不同。實(shí)證研究表明互聯(lián)網(wǎng)對(duì)投票行為在短期內(nèi)具有正的相關(guān)性。雖然目前中國農(nóng)村網(wǎng)民的數(shù)量有所上升，但是村民使用互聯(lián)網(wǎng)的比例依然較低。此外，農(nóng)村的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)硬件設(shè)施建設(shè)依然相當(dāng)薄弱，“數(shù)字鴻溝”主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)之間的矛盾［13］。因此，村委會(huì)投票與互聯(lián)網(wǎng)之間的聯(lián)系還是較低的。

表1.解釋變量的描述統(tǒng)計(jì)表

其次，模型表明媒體對(duì)投票之外的溫和性政治參與具有正向作用。官員、黨組織和人大代表，都具有廣泛的社會(huì)影響?？h級(jí)的報(bào)紙和電視臺(tái)會(huì)集中報(bào)道和宣傳本地區(qū)黨政干部的政治活動(dòng)信息。因此，媒體為村民聯(lián)系黨政部門的干部提供了便利，降低了他們獲取政治信息的成本。如在交通不便的情況下，干部就必須通過挨家挨戶的宣傳，或者通過少數(shù)干部傳話，依靠干部的人際網(wǎng)絡(luò)和家庭關(guān)系，將選舉信息傳播到各家各戶［14］。這種私人聯(lián)系的方式，在信息的精度和可信度上會(huì)出現(xiàn)扭曲。雖然“謠言政治”在現(xiàn)代化的中國已經(jīng)不是影響中國政治穩(wěn)定的主要方式，由于中國農(nóng)村的發(fā)展水平有限，在特別封閉的農(nóng)村，謠言依然是影響村民政治信任的重要因素［15］。此外，模型表明電視和報(bào)紙、收音機(jī)等形式?jīng)]有對(duì)抗?fàn)幮偷恼螀⑴c行為產(chǎn)生影響。這說明由于媒體信息在傳播過程中會(huì)進(jìn)行審查，以屏蔽損害農(nóng)民利益的信息，因此，中國農(nóng)民拒繳稅費(fèi)行為無法以媒體來進(jìn)行解釋［16］。假設(shè)2得到證實(shí)。

四、結(jié)論和討論

首先，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民獲取政治信息的最主要媒體是電視。手機(jī)和私人聯(lián)系這類直接體現(xiàn)人際交流的媒體，與中國村民的投票行為具有正的相關(guān)性［17］。其次，從村委會(huì)的選舉投票來看，由于選舉層級(jí)較低，鄉(xiāng)村選舉的宣傳資源和影響有限?；ヂ?lián)網(wǎng)為代表的新型媒體無法顯著影響村民的投票行為。再次，獲取成本較低，與農(nóng)民日常生活息息相關(guān)的地方電臺(tái)、收音機(jī)和地方報(bào)紙，由于經(jīng)常報(bào)道當(dāng)?shù)攸h政領(lǐng)導(dǎo)的行為偏好，提高了農(nóng)民聯(lián)系上級(jí)黨政干部的可能性?？傮w而言，“網(wǎng)絡(luò)政治”理論和“媒體萬能論”，對(duì)中國農(nóng)民政治參與的解釋力是有限的。

本研究在理論上有三個(gè)啟示：第一，媒體系統(tǒng)依賴?yán)碚搶?duì)政治參與的解釋，受制于媒體傳播內(nèi)容和獲取成本，不可統(tǒng)而論之。還必須考慮資源在農(nóng)民政治參與發(fā)生過程中的作用。特別是在交通閉塞的西部農(nóng)村，村委會(huì)的選舉通常借助私人關(guān)系來降低信息傳播的成本，提高農(nóng)村居民對(duì)“村民自治”的體認(rèn)，繼而化解農(nóng)村居民對(duì)政治體制的不滿［18］。第二，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)中國農(nóng)村居民的影響，并不像規(guī)范研究者認(rèn)為的那么樂觀。互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)村居民的組織動(dòng)員作用在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。第三，就2008年的數(shù)據(jù)來看，媒體無法解釋抗?fàn)幮驼螀⑴c的發(fā)生。這種抗?fàn)幮驼螀⑴c行為更有可能是農(nóng)村居民長(zhǎng)期不滿的結(jié)果［19］。

媒體與政治參與的研究，未來可從以下方面深入：首先，政治測(cè)量上，由于抗?fàn)幮偷恼螀⑴c在統(tǒng)計(jì)上是稀少事件，政治參與的變量存在嚴(yán)重的無回答問題［20］。因此，媒體與政治參與的關(guān)系，在統(tǒng)計(jì)推論時(shí)必須更嚴(yán)格地考慮數(shù)據(jù)質(zhì)量。其次，如何避免分析自選擇效應(yīng)（self-selection bias），保證農(nóng)民個(gè)體特征不干擾媒體與政治參與行為的關(guān)系，也是研究未來需要重點(diǎn)克服的問題［21］。

表2.中國農(nóng)民政治參與行為的二分Logistics模型

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（責(zé)任編輯 高云）

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1671-0681（2014）04-0101-04

陳鵬（1989-），男，北京大學(xué)政府管理學(xué)院中外政治制度博士研究生。

2014-02-08