易承志

(華東政法大學 政治學與公共管理學院，上海 201620)

YI Cheng-zhi

(East China University of Political Science and Law, School of Political Science and Public Administration, Shanghai 201620, China)

宗教信仰對集體行動參與的影響及其機制
——基于CGSS 2010數(shù)據(jù)的實證分析

易承志

(華東政法大學 政治學與公共管理學院，上海 201620)

現(xiàn)有研究對宗教信仰與集體行動參與之間的關系存在著爭議。宗教信仰是否會促進個體的集體行動參與?如果是的話，背后的機制是什么？本文基于CGSS 2010的調(diào)查數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗上估計了宗教信仰對集體行動參與的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰傾向?qū)w行動參與沒有顯著的影響，而宗教信仰行為對集體行動參與則有顯著正向影響。也就是說，僅僅具有宗教信仰但不參與宗教活動并不會對集體行動參與產(chǎn)生顯著的影響，而基于宗教信仰的宗教活動參與則會促進集體行動參與。分別對城市與農(nóng)村兩個樣本進行驗證，宗教信仰行為對集體行動參與的影響仍然不變。進一步的分析證實了宗教信仰行為影響集體行動參與程度的剝奪效應，但未能證實動員效應、賦能效應和信任效應。研究結(jié)果表明，宗教信仰行為之所以對集體行動參與存在著顯著的正向影響，可能在于宗教信仰有助于強化信仰者的被剝奪感知，從而通過剝奪效應的渠道促進了集體行動參與程度。

宗教信仰傾向 宗教信仰行為 集體行動參與

世俗化理論認為，伴隨著現(xiàn)代化進程中的政教分離，宗教將逐漸退回私人領域，在政治中的作用將不斷降低。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society(New York: Macmillan, 1967)35; Kenneth D.Wald, Dennis E. Owen, and Samuel S. Hill. “Churches as Political Communities,” American Political Science Review 2(1988)： 531-548.然而，1970年代以來，宗教不僅沒有像世俗化理論支持者預期的那樣在現(xiàn)代化社會中逐漸消失，反而在全球大多數(shù)國家取得了更大的影響力。*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger， “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.近年來，中國的宗教信仰也經(jīng)歷了迅速的發(fā)展，信教比例快速上升，出現(xiàn)了“宗教熱”的現(xiàn)象。*中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)始于2003年，是中國最早開始的全國性、綜合性、連續(xù)性學術調(diào)查項目。數(shù)據(jù)可以開放獲取，參見http://www.chinagss.org/。根據(jù)中國綜合社會調(diào)查(CGSS )的數(shù)據(jù), 2006年、2008年、2010年、2012年中國有宗教信仰者的比重分別為13.29%、9.45%、12.91%、14.67%。*阮榮平、鄭風田、劉力：《信仰的力量：宗教有利于創(chuàng)業(yè)嗎?》，《經(jīng)濟研究》2014年第3期。與此同時，隨著中國社會轉(zhuǎn)型的深入和社會矛盾的凸顯，各類集體行動呈現(xiàn)快速增長趨勢，*李秀玫、黃榮貴、桂勇：《城市居民的休閑活動與個人集體行動傾向——基于 CGSS2006數(shù)據(jù)的分析》，《社會學評論》2014年第3期。并且日益成為影響社會穩(wěn)定與和諧的突出問題。*吳祖興、董志強：《感知的不公平如何影響群體事件參與——基于 CGSS 數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究》，《廣東社會科學》2014年第6期。學術界已經(jīng)從利益沖突、相對剝奪感等視角嘗試對影響國內(nèi)集體行動參與的原因進行了解釋，然而，現(xiàn)有研究還很少論及宗教信仰對集體行動參與的影響。本文試圖從經(jīng)驗證據(jù)上考察如下問題: 宗教信仰是否會導致個體更加積極地參與到集體行動之中? 如果是的話，背后的機制是什么？研究和回答上述問題對于我國建設和諧社會具有重要的現(xiàn)實意義。

為了彌補已有研究的不足，本文利用2010年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(Chinese General Social Survey 2010，以下簡稱CGSS 2010)考察宗教信仰對集體行動參與的影響及其形成機制。下文的結(jié)構(gòu)如下：第一部分對集體行動的相關文獻進行一個簡要的梳理；第二部分是理論分析與研究假設；第三部分介紹宗教信仰影響集體行動參與的數(shù)據(jù)和變量設計；第四部分是宗教信仰影響集體行動參與的模型設定和數(shù)據(jù)分析結(jié)果；最后是本文的結(jié)論部分。

一、研究綜述

(一)集體行動參與的影響因素

集體行動也被稱為“集體抗爭”、“群體性事件”、“社會沖突”、“社會運動” 等，*魏萬青：《情感、 理性、 階層身份：多重機制下的集體行動參與——基于CGSS 2006數(shù)據(jù)的實證研究》，《社會學評論》2015年第3期。描述的是由多個個體參與的、具有一定社會沖突性的群體聚集行為。這樣的行為由于短時間內(nèi)的人群聚集性、訴求目標和行為表現(xiàn)的沖突性往往會對社會正常行為或秩序造成負面影響，因而一般受到政府的規(guī)制。伴隨著中國社會轉(zhuǎn)型期集體行動現(xiàn)象的增多，集體行動參與的影響因素也受到了研究者越來越多的關注，現(xiàn)有文獻分析了單位制、利益表達、政治信任、效能感、情感、理性與階層等因素對個體參與集體行動的影響。*馮仕政：《單位分割與集體抗爭》，《社會學研究》2007年第3期；王金紅、黃振輝：《制度供給與行為選擇的背離——珠江三角洲地區(qū)農(nóng)民工利益表達行為的實證分析》，《開放時代》2008年第3期；韓志明：《利益表達、資源動員與議程設置——對于“鬧大”現(xiàn)象的描述性分析》，《公共管理學報》2012年第2期；謝秋山、許源源：《“央強地弱”政治信任結(jié)構(gòu)與抗爭性利益表達方式——基于城鄉(xiāng)二元分割結(jié)構(gòu)的定量分析》，《公共管理學報》2012年第4期；魏萬青：《情感、 理性、 階層身份：多重機制下的集體行動參與——基于CGSS 2006數(shù)據(jù)的實證研究》，《社會學評論》2015年第3期；謝秋山、陳世香：《政治效能感與抗爭性利益表達方式——基于CGSS 2010的定量研究》，《甘肅行政學院學報》2014年第3期。實際上，已有研究關于集體行動參與的影響因素可以歸納為客觀和主觀兩個層面，前者包括制度、利益等因素，后者包括公平感、信任感等文化心理因素。例如，俞志元基于對三個健康領域集體性抗爭案例的分析，發(fā)現(xiàn)集體行動組織的能力、使用策略、訴求和政治機會結(jié)構(gòu)對集體行動的結(jié)果產(chǎn)生了影響。*俞志元：《集體性抗爭行動結(jié)果的影響因素——一項基于三個集體性抗爭行動的比較研究》，《社會學研究》2012年第3期。上述因素更多涉及影響集體行動參與的客觀因素。文化心理等主觀因素對集體行動參與的影響也為研究者所重視。格爾(Gurr)從相對剝奪感的視角，認為感受相對剝奪所形成的不公平感是個體參與集體行動的一個基本心理因素。*Ted Gurr， Why Men Rebel (Princeton: Princeton University Press， 1970).李連江的研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)民對中央政府的高度信任及對地方政府的較低信任，促使農(nóng)民參與表現(xiàn)為集體上訪、抗稅等形式的集體行動。*Lianjiang Li, “Political trust in rural China,” Modern China 3.2(2004): 228-258.芬克爾(Finkel)等對個人影響力感知與集體政治行動之間的關系進行了分析，認為對個人影響公共產(chǎn)品供給感知能力越強的人越有可能參與集體政治行動，不管這些集體政治行動是不是合法的。*Steven E.Finkel, Edward N. Muller, and Karl-Dieter Opp，“Personal Influence, Collective Rationality, and Mass Political Action,” American Political Science Review 83.3(1989): 885-903.從現(xiàn)有文獻的分析來看，研究者在繼續(xù)關注客觀因素影響集體行動參與的同時，對影響集體行動參與的主觀因素給予了越來越多的重視。

(二)宗教信仰對集體行動參與的影響

宗教信仰作為集體行動參與的一個可能影響因素，既包括主觀的宗教信仰傾向，又包括客觀的宗教信仰行為。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society (New York: Macmillan, 1967) 25; Frederick C.Harris, “Something within: Religion as a Mobilizer of African-American Political Activism,” Journal of Politics 56.1(1994): 42-68.國外研究者對宗教信仰與集體行動之間關系的研究已經(jīng)有了較多的成果。然而，對于宗教信仰與集體行動之間的具體關系，仍然存在著爭議。一種觀點認為，宗教信仰對集行動起到緩和與鎮(zhèn)靜作用，減少了集體行動參與。*Gary T.Marx, Protest and Prejudice (New York: Harper & Row, 1967)105.另外一種與之針鋒相對的觀點認為，宗教是影響集體行動參與的重要因素。例如，亨廷頓不僅斷定宗教信仰的差異會造成宏觀層面不同文明之間的沖突，*塞繆爾·亨廷頓，周琪等譯：《文明的沖突與世界秩序的重建》，北京：新華出版社，1998年，第199頁。而且認為宗教信仰是微觀層面?zhèn)€體參與集體行動的重要影響因素。*塞繆爾·P.亨廷頓，王冠華、劉為等譯：《變化社會中的政治秩序》，北京：生活·讀書·新知三聯(lián)書店，1989年，第36頁。庫爾科娃(Kulkova)的研究發(fā)現(xiàn)，與主觀的宗教信仰傾向相比，客觀的宗教信仰行為能夠更好地預測集體行動參與，參與宗教活動越頻繁，參與集體行動也往往越積極。*Anna Y.Kulkova,“Religiosity and Political Participation in Contemporary Russia: A Quantitative Analysis” (December 3, 2014), Higher School of Economics Research Paper, No. WP BRP 20/PS/2014.pp.1-26.哈里斯(Harris)對非裔美國人集體行動參與的實證研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰對集體行動參與發(fā)揮了組織和心理動員的作用。*Frederick C.Harris, “Something within: Religion as a Mobilizer of African-American Political Activism,” Journal of Politics 56.1(1994): 42-68.還有一種觀點則認為，宗教信仰對集體行動沒有顯著的影響。例如，科利爾與赫夫勒(Collier & Hoeffler)的研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰上的分化對國內(nèi)沖突并沒有顯著的影響。*Paul Collier, and Anke Hoeffler, “Greed and Grievance in Civil War,” Oxford Economic Papers 56.4(2004): 563-595.近年來，隨著中國“宗教熱”現(xiàn)象的出現(xiàn)，研究者也開始關注到宗教信仰對集體行動參與的影響，然而在具體觀點上同樣存在分歧。一種觀點支持宗教信仰會減少集體行動參與。該觀點認為宗教教義提倡寬容、忍讓，信仰宗教相對于不信仰宗教會提升對社會的容忍程度，進而會降低集體行動的參與。*阮榮平、孫永生：《社區(qū)宗教性與村民沖突——基于河南嵩縣40村的調(diào)查分析》，《中國人民公安大學學報》(社會科學版)2012年第1期。另一種與之相對的觀點則認為宗教信仰會促進集體行動參與。阮榮平、鄭風田和劉力運用2006年CGSS數(shù)據(jù)對宗教信仰與社會沖突之間關系的分析發(fā)現(xiàn)，有宗教信仰者相對于沒有宗教信仰者產(chǎn)生冤屈情緒、參與集體行動的概率更高。*阮榮平、鄭風田、劉力：《宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟學季刊》2014年第1期。還有一種觀點認為宗教信仰與集體行動參與之間的關系并不是十分確定的。劉明興等人對全國抽樣數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，宗教對村民參與集體行動具有一定的動員作用，那些宗教類組織較多的村莊更可能發(fā)生10人以上、20人以上的群體性上訪，但這種動員效應并不十分穩(wěn)定，宗教組織也可能發(fā)育為“糾調(diào)社團”，在維護村莊社會穩(wěn)定方面發(fā)揮積極主動的作用。*劉明興、劉永東、陶郁、陶然：《中國農(nóng)村社團的發(fā)育、糾紛調(diào)解與群體性上訪》，《社會學研究》2010年第6期。陶郁和劉明興的比較案例分析證實，宗教組織只有兼具自主性與嵌入性，才能同時獲得群眾認可和基層政府認可而具有“交疊權威”，從而通過調(diào)解糾紛來消解集體沖突和降低集體抗爭。*陶郁、劉明興：《群眾社團與農(nóng)村基層沖突治理》，《政治學研究》2014年第1期。盡管現(xiàn)有研究已經(jīng)對宗教信仰與集體行動參與之間的關系進行了一些有意義的探索，但系統(tǒng)的研究仍然較少，*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger, “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.而且已有研究對于兩者的具體關系仍然存在爭議。不過，總體說來，多數(shù)研究傾向于支持宗教信仰對集體行動參與有促進作用。

二、理論分析和研究假設

研究者對宗教信仰影響集體行動參與的方向與機制進行了一定的理論概括工作。哈森克萊維爾與里特伯格(Hasenclever & Rittberger)將宗教信仰對集體行動的影響區(qū)分為根源論、工具論和建構(gòu)論三種解釋框架。根源論將不同宗教信仰之間的差異看成是造成集體行動的主要因素；工具論認為宗教信仰分歧可能會加劇集體行動，但集體行動很少由宗教信仰差異造成；建構(gòu)論則認為集體行動是政治企業(yè)家建構(gòu)合法性與動員的產(chǎn)物。*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger, “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.上述三種解釋框架都認同宗教信仰對集體行動參與有正向影響。阮榮平、鄭風田和劉力將宗教對集體行動的作用概括為冤屈效應和組織效應，其中冤屈效應認為宗教通過對冤屈情緒的影響進而影響集體行動參與，而組織效應認為集體行動的組織是有成本的，宗教因為組織成本較低而會對集體行動產(chǎn)生相應的影響。*阮榮平、鄭風田、劉力：《宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟學季刊》2014年第1期。上述兩種解釋方式也都承認宗教信仰會促進集體行動參與。阮榮平和孫永生將宗教對集體行動參與的影響區(qū)分為情緒效應、閾值效應和協(xié)調(diào)效應，其中情緒效應認為宗教信仰通過增加沖突情緒對集體行動參與產(chǎn)生正向影響，閾值效應認為宗教通過提高沖突情緒閾值對集體行動參與產(chǎn)生負向影響，協(xié)調(diào)效應認為宗教通過增加沖突協(xié)調(diào)機制的可獲得性對集體行動參與產(chǎn)生負向影響。*阮榮平、孫永生：《社區(qū)宗教性與村民沖突——基于河南嵩縣40村的調(diào)查分析》，《中國人民公安大學學報》(社會科學版)2012年第1期。從上述分析可以看出，研究者對宗教信仰影響集體行動參與的方向和路徑都存在著不同意見，但較多研究者支持宗教信仰對集體行動參與的正向影響之觀點。據(jù)此，本文提出以下假設：H1.宗教信仰對集體行動參與有促進作用。

基于我們對宗教信仰與集體行動參與關系的分析，綜合現(xiàn)有研究對宗教信仰促進集體行動參與機制的分析，我們認為，宗教信仰可能通過為有宗教信仰者提供動員結(jié)構(gòu)、增強信仰者內(nèi)在效能感、提供信任網(wǎng)絡以及增強被剝奪感知四條渠道而促進集體行動參與。本文將上述四條渠道分別稱為宗教信仰的動員效應、賦能效應、信任效應和剝奪效應，并分別提出以下假設：

宗教信仰的動員效應是指宗教組織為信眾提供了信仰場所，能夠充當動員的結(jié)構(gòu)進而提高其集體行動參與的概率。不同宗教在組織性方面存在較大不同，西方宗教的組織性較強，而中國傳統(tǒng)宗教則往往較為分散。*楊慶堃，范麗珠等譯：《中國社會中的宗教：宗教的現(xiàn)代社會功能與其歷史因素之研究》，上海：上海人民出版社，2006年，第269頁。宗教的組織性越強，那么動員效應也越強。據(jù)此，本文提出以下假設：H2.宗教信仰通過動員效應促進集體行動參與。

宗教信仰的賦能效應是指宗教信仰能夠通過增強信眾的內(nèi)在效能感進而提高其集體行動參與的概率。宗教信仰越虔誠，越有可能通過內(nèi)在效能感而促進其集體行動參與。據(jù)此，本文提出以下假設：H3.宗教信仰通過賦能效應促進集體行動參與。

宗教信仰的信任效應是指宗教信仰為信眾提供了信任網(wǎng)絡，能夠增強信眾對其他參與者的信任進而提高其集體行動參與的概率。宗教信仰越虔誠，越有可能通過信任網(wǎng)絡而促進其集體行動參與。據(jù)此，本文提出以下假設：H4.宗教信仰通過信任效應促進集體行動參與。

宗教信仰的剝奪效應是指宗教信仰能夠通過增強信眾的被剝奪感知進而提高其集體行動參與的概率。宗教信仰越虔誠，越有可能強化自身的被剝奪經(jīng)歷，而促進其集體行動參與。據(jù)此，本文提出以下假設：H5.宗教信仰通過剝奪效應促進集體行動參與。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自中國人民大學聯(lián)合全國各地的學術機構(gòu)開展的2010年中國綜合社會調(diào)查(CGSS 2010)。本次調(diào)查采用多階分層概率抽樣設計，其調(diào)查點覆蓋了中國內(nèi)地所有省級行政單位，一共抽取480個村/居委會，覆蓋12000個家庭，共獲得有效調(diào)查樣本11875個。在此基礎上，剔除相關的重要變量存在缺失值的樣本，本研究最終得到符合需要的樣本8864個。

(二)變量設計

1. 因變量

本研究將集體行動參與設置為因變量。對集體行動參與，調(diào)查問卷中對應的問題是：“在這些(群體性)活動或行動(如聯(lián)合抵制不合理收費、串聯(lián)起來反對征地或拆遷、集體抵制某些項目的上馬、集體請愿、集體上訪、集體罷工、集會、游行、示威)中，您是否擔任過以下角色”。該問題對應的回答選項包括：“組織者”、“親自參與活動”、“未參與活動，但提供了物質(zhì)支持”、“未參與活動，但提供了道義支持”、“其他”、“從未參與”。本研究將其重組為“親自參與活動”、“未參與活動，但提供了支持”、“從未參與”三個層次，賦值分別為1-3?？紤]到回答為“組織者”的觀察值很少，回答為“其他”的觀察值也非常少，且內(nèi)容不夠清晰，本研究將“組織者”并入“親自參與活動”一組，將“其他”設為缺失值。這是一個三層次的有序變量。

2. 核心解釋變量

本研究的核心解釋變量是宗教信仰。借鑒現(xiàn)有研究的做法，本文將宗教信仰分為主觀的宗教信仰傾向與客觀的宗教信仰行為兩個方面。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society (New York: Macmillan, 1967)25.衡量宗教信仰是否虔誠，不僅需要測量宗教信仰傾向方面是否具有宗教信仰，而且需要測量宗教活動的參與頻率。對于有宗教信仰者而言，宗教活動參與越頻繁，宗教信仰越虔誠?；诖?，關于宗教信仰，本研究首先測量受訪者宗教信仰傾向，構(gòu)建一個二分虛擬變量，有宗教信仰賦值為1，否則為0。在此基礎上，對于有宗教信仰的受訪者，CGSS 2010根據(jù)信仰宗教的類別將其宗教信仰分為佛教、道教、民間信仰(拜媽祖、關公等)、回教/伊斯蘭教、天主教、基督教、東正教、其他基督教、猶太教、印度教及其他10類。考慮到一些宗教信仰的觀測值缺失或非常少，以及宗教類別之間的相似性，本研究將信教類別重組為佛教、道教與民間信仰、回教/伊斯蘭教、天主教與基督教等4個類別,分別賦值為1-4，構(gòu)建一個類別變量，即信教類別Ⅰ。另外，鑒于中國宗教信仰與西方宗教信仰的組織性相比具有突出的分散性特征，*楊慶堃，范麗珠等譯：《中國社會中的宗教：宗教的現(xiàn)代社會功能與其歷史因素之研究》，上海：上海人民出版社，2006年，第269頁。考慮到民間信仰不需要依托具體的組織和場所，較好地反映了分散性宗教信仰的特征，而其他宗教信仰則依托特定的組織和宗教場所，故此借鑒阮榮平、鄭風田和劉力本的做法，*阮榮平、鄭風田、劉力：《宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟學季刊》2014年第1期。本研究構(gòu)建了信教類別Ⅱ，將民間信仰賦值為0，其他宗教賦值為1。對于宗教活動參與，調(diào)查問卷中對應的問題是：“您參加宗教活動的頻繁程度是”。在問卷中該問題的回答選項包括：“從來沒有參加過”、“一年不到1次”、“一年大概1到2次”、“一年幾次”、“大概一月1次”、“一月2到3次”、“差不多每周都有”、“每周都有”、“一周幾次”，賦值分別為1-9分。本文根據(jù)上述9個等次的得分構(gòu)建一個連續(xù)變量：

3. 控制變量

已有研究表明，除了宗教信仰外，一些人口經(jīng)濟學特征、心理因素、政治身份因素也會對公眾的集體行動參與產(chǎn)生影響。為此，本研究納入了以下幾個方面的控制變量：

(1)人口經(jīng)濟學特征。參考同類研究的做法，本研究控制了性別、年齡、年齡平方、受教育年限、個人年收入、政治面貌等因素。本研究設置性別為虛擬變量，男性為1，否則為0；年齡為受訪者的實際年齡數(shù)；受教育年限重組為“小學及以下”、“初中”、“高中及以上”三個組別，分別賦值為1-3分；個人年收入為受訪者個人去年全年的總收入。為糾正收入的偏態(tài)分布以及減少極端值的干擾，在計量分析中，本文對收入取對數(shù)值。

(2)政治心理因素。包括政治信任、社會信任、公平感、內(nèi)在效能感在內(nèi)的心理因素被視為與政治參與之間有著密切的關聯(lián)。關于政治信任，CGSS 2010問卷中有一組有關信任區(qū)隔的態(tài)度測試題，本文選擇其中的三個題目進行測量，分別體現(xiàn)的是對“法院和司法系統(tǒng)”、“中央政府”和“地方政府”的信任程度。對上述機構(gòu)的信任體現(xiàn)了對政治體系的信任。問卷中的回答選項包括：“完全不同意”、 “比較不同意”、 “無所謂同意不同意”、 “比較同意”、“完全同意”，賦值分別為1-5。社會信任通過受訪者是否同意“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”來測量。問卷中的回答選項包括：“完全不同意”、 “比較不同意”、 “無所謂同意不同意”、 “比較同意”、“完全同意”，賦值分別為1-5。本研究在此基礎上將其重組為“不信任”、“不清楚”、“信任”三個類別，賦值分別為1-3。類似地，公平感通過受訪者是否同意“總的來說，您認為當今的社會是不是公平的？”來測量。問卷中的回答選項包括：“完全不公平”、 “比較不公平”、 “居中”、 “比較公平”、“完全公平”，賦值分別為1-5。本研究在此基礎上將其重組為“不公平”、“居中”、“公平”三個類別，賦值分別為1-3。

對內(nèi)在效能感，問卷中有三個問題與之對應，分別詢問受訪者是否同意“政府的工作太復雜，像我這樣的人很難明白”、“我覺得自己有能力參與政治”、“如果讓我當政府干部，我也完全能勝任”。問卷中的回答選項包括：“完全不同意”、 “比較不同意”、 “無所謂同意不同意”、 “比較同意”、“完全同意”。賦值分別為1-5。本文首先重新對第一個問題進行反向賦值，使得賦值方向與另外兩個問題保持一致，然后將受訪者在上述三個問題的回答得分相加后除以3，得出受訪者在內(nèi)在效能感上的1-5之間13個等次的得分，構(gòu)建出一個新的變量“內(nèi)在效能感”。

(3)政治身份因素。政治身份因素在問卷中對應的是政治面貌。政治面貌為虛擬變量，其中中共黨員為1，否則為0。

(三)描述性統(tǒng)計分析

本研究對各種變量進行了描述性統(tǒng)計分析，以便有一個概括性了解，具體的統(tǒng)計結(jié)果見表1。

從統(tǒng)計數(shù)字來看，提供了物質(zhì)或道義支持但未參與身邊發(fā)生的集體行動的受訪者比例為9.02%，親自參與的比例為18.13%，如果將向集體行動提供物質(zhì)或道義支持也視為參與集體行動，那么參與的比例為27.15%，應該說這個參與比例是不低的。再來看宗教信仰，有宗教信仰的受訪者比例為12.03%，*此處有宗教信仰者的比例與前面的統(tǒng)計數(shù)字不一樣，是因為這里刪除了重要變量存在缺失值的樣本。其中信仰佛教、道教與民間信仰、回教/伊斯蘭教、基督教/天主教的比例分別為4.88%、2.43%、2.48%、2.23%，說明在各種宗教信仰類別中佛教的信仰比例最高。就政治信任來說，受訪者對司法系統(tǒng)的信任比例為73.28%(含完全信任或比較信任)，對中央政府的信任程度高達89.91%(含完全信任或比較信任)，遠高于對地方政府的信任程度64.93%(含完全信任或比較信任)。這與許多研究者的發(fā)現(xiàn)是一致的。*Liangjiang Li, “Political Trust in Rural China．Modern China，” 30.2(2004): 228-258；胡榮、胡康、溫瑩瑩：《社會資本、政府績效與城市居民對政府的信任》，《社會學研究》2011年第1期；李艷霞：《何種信任與為何信任?——當代中國公眾政治信任現(xiàn)狀與來源的實證分析》，《公共管理學報》2014年第2期。表1的統(tǒng)計結(jié)果也顯示，受訪者的內(nèi)在效能感均值為2.5561，介于“比較不同意”與“無所謂同意不同意”自己有能力影響政治之間，這說明受訪者的內(nèi)在效能感比較低。受訪者感知到社會信任的比例為67.01%，說明對社會有一定的信任，但信任度不是很高；感知到社會公平的比例為39.93%，低于一半，說明受訪者的相對剝奪感仍然較強，也印證了社會轉(zhuǎn)型期社會矛盾和沖突比較明顯。此處關于城鄉(xiāng)人口比例、性別比例與當年《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)較為接近，*據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》，2010年中國男性、女性人口分別占比51.27%、48.73%，城鄉(xiāng)人口分別占比49.95%、50.05%，參見中華人民共和國國家統(tǒng)計局編：《中國統(tǒng)計年鑒2011》，北京：中國統(tǒng)計出版社，2011年，第93頁。說明樣本具有較好的代表性。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)表)

注： 部分變量樣本與總樣本量的差異由測量內(nèi)容和缺失值導致。表格為作者自制。

四、模型設定與實證結(jié)果分析

(一)模型設定

本研究設置的因變量集體行動參與為有序類別變量，對于該類型因變量，可以采用Ologit(ordinal logit)模型進行分析。由于Ologit回歸模型基于累積Logit模型，假定因變量為1到J的定序值，則因變量小于等于j與大于j的累積Logit可以表示為：

(1)

其中，X表示影響集體行動參與的解釋變量，β表示一組與X對應的回歸系數(shù)，j表示集體行動參與的類別，αj是估計的截點，解釋變量的回歸系數(shù)可以轉(zhuǎn)換為發(fā)生比，用以解釋自變量對因變量的影響。*孟天廣：《轉(zhuǎn)型期中國公眾的分配公平感：結(jié)果公平與機會公平》，《社會》2012年第6期。Ologit回歸模型有一個重要的約束條件，就是解釋變量對因變量在任何分界點下的比率具有同樣的影響，*Donald J. Treiman著，任強譯：《量化數(shù)據(jù)分析：通過社會研究檢驗想法》，北京：社會科學文獻出版社，2012年，第329頁。這樣擬合得到的Logit滿足平行線假設。

(二)實證結(jié)果分析

接下來本文將運用計量分析模型在控制多方面因素的情況下，進一步分析宗教信仰對集體行動參與的影響。在數(shù)據(jù)分析前，我們首先運用貝爾斯利與韋爾施(Belsley& Welsch)*David A.Belsley, Edwin Kuh, and Roy E. Welsch, Regression Diagnostics: Identifying Influential Data and Sources of Collinearity (John Wiley， 1980).提供的方法(coldiag 2)檢驗了自變量之間是否存在多重共線性問題。運行coldiag 2命令得到的條件數(shù)為29.22，小于30，因此，可以認為不存在明顯的多重共線性問題。

1. 宗教信仰對集體行動參與的影響

表2中，被解釋變量有0、1、2三個取值，分別表示未參與、支持但未參與和參與三種類型。本文采用Ologit方法進行了估計。而運用Ologit模型需要滿足平行線假設，因此筆者首先進行了平行線檢驗。Brant檢驗的原假設為滿足平行線要求，P值為0.201，表明模型通過了平行線假設。模型(1)估計結(jié)果表明，在控制各種其他變量之后，與無宗教信仰相比，有宗教信仰的受訪者不參與集體行動或者支持但不參與集體行動相對于參與集體行動而言的發(fā)生比為1.309，*exp[-(-0.269)]=1.308655。即不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動高30.9%。這說明宗教信仰傾向?qū)w行動參與程度有負向的影響，但這種影響缺乏統(tǒng)計上的顯著性。模型(3)的估計結(jié)果表明宗教信仰行為對集體行動參與程度有顯著的正向影響。模型(4)將模型(3)的回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換成更容易解釋的發(fā)生比。模型(4)的結(jié)果表明，參與宗教活動越頻繁，相對于參與集體行動而言，受訪者不參與集體行動或者支持但不參與集體行動的發(fā)生比為0.709，即不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低29.1%。這說明有宗教信仰者參與宗教活動越頻繁，就越有可能積極參與到集體行動中去。

另外，模型(4)的估計結(jié)果也表明，司法信任、內(nèi)在效能感和利益相關性都對集體行動的參與程度有顯著影響。對法院和司法系統(tǒng)越信任，相對于參與集體行動而言，受訪者不參與集體行動或者支持但不參與集體行動的發(fā)生比為0.519，即不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低48.1%。這說明對法院和司法系統(tǒng)越信任，受訪者反而越有可能參與集體行動。與研究者一般認為對司法系統(tǒng)信任度的提升有利于減少集體上訪等集體行動相對，*陳朋：《基于軟權力的社會管理何以可能》，《江蘇行政學院學報》2013年第6期；牛廣軒、姜國兵：《政策過程視角下“一村(居)一律師”制度的困境與出路——以廣東省M市為例》，《南京師大學報》(社會科學版)2015年第5期。這里的估計結(jié)果說明司法信任沒有起到一個替代或緩沖集體上訪等集體行動參與的作用。其中的原因需要在今后的研究中進一步分析，也有可能是因為變量的測量或模型的估計存在偏誤。類似地，內(nèi)在效能感越強，相對于參與集體行動而言，受訪者不參與集體行動或者支持但不參與集體行動的發(fā)生比越低，這說明在控制其他變量的情況下，內(nèi)在效能感傾向于促進受訪者的集體行動參與。這有可能是因為內(nèi)在效能感越強的人越傾向于相信可以通過參與集體行動來達到影響政府決策的目標，因而參與集體行動的程度越高。模型(4)也顯示利益相關性，不管是利益正相關還是負相關，均對集體行動參與度有正向影響。這支持了吳祖興和董志強的研究結(jié)論。*吳祖興、董志強：《感知的不公平如何影響群體事件參與——基于 CGSS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究》，《廣東社會科學》2014年第6期。模型(4)還顯示對中央政府信任度越高，相對于參與集體行動而言，受訪者不參與集體行動或者支持但不參與集體行動的發(fā)生比越低；對地方政府信任度越高，相對于參與集體行動而言，受訪者不參與集體行動或者支持但不參與集體行動的發(fā)生比越高。這說明對中央政府的信任可能促使受訪者積極參與集體行動，而對地方政府的信任則會減少受訪者的集體行動參與，但上述信任中央政府和地方政府對集體行動參與的影響缺乏統(tǒng)計上的顯著性。其他人口經(jīng)濟學變量和政治心理變量也沒有表現(xiàn)出顯著的影響。筆者也使用OLS方法進行了估計，主要解釋變量的估計結(jié)果仍基本一致。*Treiman認為，當因變量為有序類別變量時，也可以將其作為間距變量，采取常規(guī)最小二乘法(OLS模型)進行估計。如果OLS模型與Ologit模型估計的系數(shù)相似，那么由于前者估計和解釋起來更簡單，故采取OLS模型有較大的優(yōu)勢。參見Donald J. Treiman著，任強譯：《量化數(shù)據(jù)分析：通過社會研究檢驗想法》，北京：社會科學文獻出版社，2012年，第332頁?？紤]到OLS模型與Ologit模型估計的系數(shù)雖然在宗教信仰變量上相似，但在其他一些變量上仍然存在顯著差異，本研究還是選擇Ologit進行解釋。

為了比較宗教信仰對集體行動參與程度影響的城鄉(xiāng)差異，模型(6)和(7)分別對城市和農(nóng)村的宗教信仰與集體行動參與程度之間的關系進行了分析，模型估計結(jié)果顯示，無論是在城市還是農(nóng)村，宗教信仰行為對集體行動參與程度均有顯著的正向影響。在差異方面，內(nèi)在效能感對城市集體行動參與程度有顯著影響，但對農(nóng)村集體行動參與程度的影響不顯著；利益相關性對城市集體行動參與程度的影響更顯著，不管是利益正相關還是負相關，均對集體行動參與程度有顯著影響；而信任中央政府對農(nóng)村集體行動參與程度有顯著影響，但對城市集體行動參與程度的影響不顯著。

表2 宗教信仰對集體行動參與程度的影響

(續(xù)表)

注： 括號內(nèi)為標準誤，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (雙尾檢驗)。表中數(shù)字保留小數(shù)點后三位，作了四舍五入處理。本研究也運用異方差穩(wěn)健估計量進行了估計，發(fā)現(xiàn)所得結(jié)果及其檢驗值均沒有顯著差異，因而沒有匯報。模型(4)匯報的是發(fā)生比，即回歸系數(shù)β的指數(shù)函數(shù)exp(-β),描述的是，“當x的取值增加一個單位時,屬于低的一組的發(fā)生比是鄰近的高的一組的發(fā)生比的exp(-β)倍”。*王麗萍，方然：《參與還是不參與：中國公民政治參與的社會心理分析——基于一項調(diào)查的考察與分析》，《政治學研究》2010年第2期。類別變量的參照組為：a.不相關；b.不信任；c.不公平。

2. 宗教信仰對集體行動參與的影響機制

(1)動員效應

如果宗教信仰對集體行動參與可以通過動員效應而施加影響的話，那么可以通過兩種方式來檢驗宗教信仰的動員效應。一種方式是比較信仰組織性不同的宗教對集體行動參與的影響。這又有兩種具體的情況。其一，由于不同的宗教其組織性不同，因而信仰不同宗教對集體行動參與的影響也應不同。為此，我們將信教類別Ⅰ放入模型,重新估計宗教信仰對集體行動參與的影響。表3中模型(1)報告了估計結(jié)果，但沒有發(fā)現(xiàn)信仰不同宗教對集體行動參與有顯著影響。其二，借鑒已有做法，*阮榮平、鄭風田、劉力：《宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟學季刊》2014年第1期。我們將信教類別重組為組織性強弱不同的類別，考慮到民間信仰的組織性較弱，將其歸為一個類別，其他宗教信仰歸為一個類別，設置了解釋變量“信教類別Ⅱ”，將其放入模型，重新估計宗教信仰對集體行動參與的影響。表3中模型(2)報告了估計結(jié)果，也沒有發(fā)現(xiàn)信仰組織性不同的宗教對集體行動參與有顯著影響。阮榮平、鄭風田和劉力的研究發(fā)現(xiàn)，強組織化宗教信仰對群體性事件參與有顯著影響，且影響程度高于弱組織化宗教信仰，*阮榮平、鄭風田、劉力：《宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟學季刊》2014年第1期。但此處的統(tǒng)計結(jié)果沒有證實他們的發(fā)現(xiàn)。另一種方式是分析與宗教組織接觸程度的不同對集體行動參與的影響。如果宗教信仰對集體行動參與有動員效應的話，那么與宗教組織接觸程度越頻繁，受到宗教組織動員的可能性應該更大，因而動員效應會更明顯。CGSS 2010設置了一個對有宗教信仰者接觸宗教場所頻率進行測量的問題：“您多長時間會出于宗教信仰的原因去一次寺廟、道觀、教堂或清真寺等宗教場所？”本文根據(jù)該問題設置了變量“宗教組織接觸度”，根據(jù)接觸的頻繁程度由低到高分別賦值為1-9，將其放入模型重新進行估計。表3模型(3)的估計結(jié)果顯示，與宗教組織接觸越頻繁的受訪者越有可能參與集體行動，但并沒有統(tǒng)計上的顯著性，因而動員效應沒有得到證實。

表3 動員效應

注： 模型(1)括號內(nèi)為標準誤。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (雙尾檢驗)。表中數(shù)字保留小數(shù)點后三位，作了四舍五入處理。

(2)賦能效應

如果宗教信仰對集體行動參與可以通過賦能效應而施加影響的話，那么，其他賦能變量也可以對集體行動參與產(chǎn)生顯著的影響。這樣，通過比較在模型中放入賦能變量與不放入賦能變量時估計結(jié)果的差異，就可以檢驗宗教信仰的賦能效應。我們利用內(nèi)在效能感變量進行了檢測。根據(jù)賦能效應的推理，與不放入內(nèi)在效能感相比，當放入內(nèi)在效能感時，內(nèi)在效能感應對集體行動參與產(chǎn)生顯著的影響；同時，宗教信仰對集體行動參與的影響應該有所降低。從表4模型中可以看到，當放入變量“內(nèi)在效能感”時，該變量對集體行動參與產(chǎn)生了顯著的正向影響，內(nèi)在效能感每增加一個單位，不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低62.6%。這證實了芬克爾(Finkel)等的研究發(fā)現(xiàn)。*Steven E.Finkel, Edward N. Muller, and Karl-Dieter Opp， “Personal Influence, Collective Rationality, and Mass Political Action,” American Political Science Review 83.3(1989): 885-903.同時，當不放入變量“內(nèi)在效能感”時，宗教活動參與頻率每增加一個單位，不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低24.4%；而當放入變量“內(nèi)在效能感”時，宗教活動參與頻率每增加一個單位，不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低29.1%。也就是說，當放入變量內(nèi)在效能感時，宗教信仰行為對集體行動參與的影響并沒有降低，反而提升了4.7%。因此，賦能效應沒有得到證實。

表4 賦能效應與信任效應

(續(xù)表)

注： 模型(1)括號內(nèi)為標準誤。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1 (雙尾檢驗)。表中數(shù)字保留小數(shù)點后三位，作了四舍五入處理。類別變量的參照組為：a.不信任。

(3)信任效應

參考檢驗賦能效應的邏輯，如果宗教信仰對集體行動參與可以通過信任效應而施加影響的話，那么，其他信任變量也可以對集體行動參與產(chǎn)生顯著的影響。這樣，通過比較在模型中放入信任變量與不放入信任變量時估計結(jié)果的差異，就可以檢驗宗教信仰的信任效應。我們利用社會信任變量進行了檢測。從表4中可以看到，當放入社會信任變量時，該變量對集體行動參與程度雖然產(chǎn)生了正向影響，但該影響并不顯著，同時，當放入該變量時，宗教信仰行為對集體行動參與的影響并未減少，反而增加了。因此，信任效應在這里并未得到證實。

(4)剝奪效應

如果剝奪效應存在的話，那么，在模型中加入受訪者經(jīng)歷剝奪的變量，應該可以看到該變量對集體行動參與產(chǎn)生顯著的影響。另外，加入經(jīng)歷剝奪變量后，宗教信仰對集體行動參與的影響應該有所降低。CGSS 2010設置了一個對受訪者經(jīng)歷剝奪進行測量的問題：“請您回想一下，在過去一年中，您是否受到過政府有關部門或工作人員的不公正對待？”本文根據(jù)該問題設置了二分虛擬變量“經(jīng)歷不公正對待”，經(jīng)歷過不公正對待的賦值為1，否則賦值為0，將其放入模型重新進行估計。從表5模型中可以看到，當放入變量“經(jīng)歷不公正對待”時，該變量對集體行動參與產(chǎn)生了顯著的正向影響，經(jīng)歷過不公正對待的受訪者，集體行動的參與程度提高71.9%。同時，當不放入變量“經(jīng)歷不公正對待”時，宗教活動參與頻率每增加一個單位，不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低29.9%，即集體行動的參與程度提高29.9%，而當放入變量“經(jīng)歷不公正對待”時，宗教活動參與頻率每增加一個單位，不參與或者支持但不參與集體行動的可能性比參與集體行動低28.1%，即集體行動的參與程度提高28.1%。也就是說，當放入變量“經(jīng)歷不公正對待”時，宗教信仰行為對集體行動參與的影響降低了1.8%，另外，宗教信仰行為對集體行動參與的影響在統(tǒng)計顯著性上也降低了。因此，剝奪效應得到了證實。這里的結(jié)論也進一步支持了阮榮平、鄭風田和劉力的發(fā)現(xiàn)。*阮榮平、鄭風田、劉力：《宗教信仰與社會沖突：根源還是工具？》，《經(jīng)濟學季刊》2014年第1期。

表5 剝奪效應

(續(xù)表)

注： 模型(1)括號內(nèi)為標準誤。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (雙尾檢驗)。表中數(shù)字保留小數(shù)點后三位，作了四舍五入處理。類別變量的參照組為：a.不信任。

(三)穩(wěn)健性檢驗

針對實證分析的結(jié)果，本文還進行了穩(wěn)健性檢驗。本研究將因變量重組為“參與”和“未參與”的二分變量，其中“從未參與”賦值為0，否則賦值為1，然后運用logit估計法對本文的研究假設重新進行檢驗，除某些變量的統(tǒng)計顯著性有所改變外，主要結(jié)果仍基本一致。我們改變政治信任的測量方式，關于政府信任，CGSS 2010問卷中有一組有關信任區(qū)隔的態(tài)度測試題，本文對其進行因子分析，最終得到兩個公共因子。其中一個公共因子包括“法院及司法系統(tǒng)”、“中央政府”、“本地政府”、“軍隊”、“公安部門”、“中央媒體”、“地方媒體”、“全國代表大會”和“學校和教育系統(tǒng)”。對上述機構(gòu)的信任體現(xiàn)了對政治體系的信任，因而可以命名為“政治信任因子”。*因子分析采用Varimax旋轉(zhuǎn)方法，KMO值為0.89，約89%的總方差由這兩個潛在因子解釋。第二個公共因子包括“民間組織、公司企業(yè)、宗教組織”。運用政治信任因子，我們對本文的研究假設重新進行檢驗，除某些變量的統(tǒng)計顯著性有所改變外，主要結(jié)果仍基本一致。我們也嘗試改變受教育程度、司法信任、中央政府信任、地方政府信任的賦值方式，構(gòu)建分組虛擬變量，對研究假設重新進行檢驗，主要結(jié)果仍基本一致。上述檢驗結(jié)果表明，本文的研究發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與討論

基于2010年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，本文探討了宗教信仰對集體行動參與的影響問題。

本文的研究發(fā)現(xiàn)：宗教信仰傾向?qū)w行動參與有負向的影響，但這種影響缺乏統(tǒng)計上的顯著性；宗教信仰行為對集體行動參與有顯著的正向影響。也就是說，僅僅具有宗教信仰但不參與宗教活動并不會對集體行動參與產(chǎn)生顯著影響，而有宗教信仰者參與宗教活動越頻繁，則參與集體行動也越積極。估計結(jié)果也顯示，司法信任、內(nèi)在效能感和利益相關性都對集體行動參與有顯著影響。另外，模型估計結(jié)果顯示，無論是在城市還是農(nóng)村，宗教信仰行為對集體行動參與均有顯著的正向影響。

本文也對宗教信仰行為影響集體行動參與的機制進行了初步分析，沒有證實動員效應、賦能效應和信任效應，但證實了宗教信仰行為的剝奪效應。研究結(jié)果表明，宗教信仰行為之所以對集體行動參與存在著顯著的正向影響，一個可能的原因在于宗教信仰有利于強化信仰者的被剝奪感知，從而通過剝奪效應的渠道促進了集體行動參與程度。

本文尚存在一些局限和值得進一步討論的地方。首先，由于受到截面數(shù)據(jù)的限制，很難準確揭示因果效應和因果機制，下一步需要運用跨年度數(shù)據(jù)來彌補年度數(shù)據(jù)的不足。其次，模型估計有可能存在遺漏變量、反向因果關系等所造成的內(nèi)生性問題，使得估計結(jié)果有可能存在偏誤，進一步的研究需要尋找有效的工具變量來克服內(nèi)生性問題。*本文將受訪者父母的宗教信仰傾向、宗教活動參與以及社區(qū)層面的宗教活動參與均值作為工具變量，嘗試運用兩階段工具變量法進行分析，但發(fā)現(xiàn)第一階段F值均小于10，也就是說，上述工具變量均存在弱工具性，不能作為有效的工具變量。另外，要準確揭示集體行動的形成過程，需要更深入地分析集體行動參與的影響機制，這可能成為接下來一個有價值的研究方向。

YI Cheng-zhi

(EastChinaUniversityofPoliticalScienceandLaw,SchoolofPoliticalScienceandPublicAdministration,Shanghai201620,China)

[責任編輯 劉 慧]

Religious Belief and Collective Action Participation:An Empirical Study Based on CGSS2010 Data

The existing literature on the relationship between religious beliefs and collection action is controversial. Can religious beliefs lead to more active participation of individuals in collective action? If so, what are the mechanisms behind them? Based on a large sample survey data of Chinese General Social Survey 2010 (CGSS2010), this paper quantitatively studies the impact that citizens’ religious beliefs exert on their collection action participation. Results show that, citizens’ objective religious behavior has a significant positive influence on their collection action participation across urban and rural China, while subjective religious orientation is of no importance. In other words, mere religious beliefs without participation in religious activities don’t have a significant impact on the participation of collective action. However, the more frequent participation of religious believers in religious activities, the more active participation of them in collective action. Further analysis confirms that it is the deprivation effect that makes religious beliefs influence collective action participation, but not the mobilization effect, empowerment effect and trust effect. The results show that there is a significant positive effect of religious beliefs on collective action participation. One possible reason is that religious beliefs help to strengthen the deprived perception of believers and thus promote the participation of collective action through deprivation effect.

religious orientation; religious behavior; collective action participation

易承志，法學博士，華東政法大學政治學與公共管理學院副教授。

? 本文受上海市教委科研創(chuàng)新重點項目“基于大都市安全發(fā)展的群體性突發(fā)事件化解模式創(chuàng)新研究”(項目批準號：13ZS118)資助。