作者简介
郑建君，中国社会科学院政治学研究所
公民通过各种方式参加政治生活，并直接或间接地影响政治体系的构成、运行方式和规则以及公共政策的政治行为，被称作政治参与。作为现代民主社会发展的价值体现和构成要素，政治参与不仅是个体政治社会化行为特征的集中表现，同时也反映了个体在国家治理过程中卷入水平和影响程度。尽管公民的政治参与对民主政治和社会发展等具有重要的促进作用，但是公众基于各种原因所表现出的政治参与冷漠现象却愈发明显。有关中国地方人大代表选举的研究发现，中国公民的选举参与投票率显现出了持续下降的趋势，并表现出了明显的选举参与冷漠的特征。政治参与冷漠和参与率降低，对国家治理以及民主政治的发展形成了阻碍。因此，从有效提升政治参与的角度出发，对其影响因素、作用机制和边界条件进行探讨是非常有必要的。
已有的研究指出，政治体制、社会经济状况、价值观、态度、个性、动机、效能感、满意度等主客观变量均与政治参与行为表现出显着的关联。尽管上述变量与政治参与行为之间的关系已得到大量研究的检验、证实，但是对于政治参与行为的影响机制及边界条件等问题的研究仍旧相对缺乏。与此同时，对于如何深入分析诸多因素对个体政治参与行为的影响作用机制，有研究者提出了多学科整合的研究策略 ，即将社会学和心理学等学科所共同关注的研究变量同时纳入研究模型，以探讨政治参与行为的发生机制。
为此，本研究在理论分析与文献研究的基础上采纳了上述策略，借鉴计划行为理论和政治参与的资源支持理论，将反映个体政治心理和认知资源的变量纳入研究模型，以考察政治效能感、参与意愿和政治参与行为之间的中介作用关系以及在上述关系中政治知识的调节作用。
一、文献综述与研究假设
(一)政治效能感、参与意愿与选举参与行为:基于计划行为理论
计划行为理论指出，个体的行为意向对其行为的执行具有显着的影响，这种意向反映了个体对执行特定行为的主观意愿，代表了个体计划卷入某类行为所持有的动机结构;与此同时，个体的行为意向还受到个体的态度、主观规范和行为控制知觉的影响，也就是说，上述三种基于认知结构形成的观念意识通过个体的行为意向对特定行为的发生予以影响。其中，态度反映了个体对目标行为的评价，主观规范反映了个体对是否完成特定行为所感知到的来自重要他人社会压力的程度，而行为控制知觉则反映了个人所感知到的对于行为完成的自信水平和控制程度。在社会认知的分析路径下，计划行为理论不仅广泛应用于社会、经济、管理、健康等领域;而且在政治学研究领域，其对特定行为发生机制的解释和预测作用也得到大量研究的证实。此外，需要特别指出的是，行为控制知觉不仅通过行为意向对实际行为产生影响，而且其对行为发生本身也具有直接的影响作用。在相关的元分析中，行为控制知觉对行为意向和实际行为的方差变异解释率分别达到39%、27% ;相较于控制感，自我效能感作为行为控制知觉的另一个构成要素，其对行为意向和实际行为具有更为积极的影响。根据计划行为理论中“行为控制知觉→行为意向→实际行为”的观点论述和相关文献分析，我们认为，参与意愿在政治效能感与选举参与行为的关系中起到显着的中介作用。
首先，具有较高水平政治效能感的个体，其在选举参与中的表现更为积极。政治效能感是基于自我效能感概念发展出来的政治心理变量，反映了个体对于自己所具有的理解和参与政治活动能力的自信程度。政治行为的发生是多种物质资源和认知资源共同作用的结果，政治效能感是其中最重要的资源类型之一，他向个体参与政治活动提供了重要的心理动因。大量的实证研究显示，个体的政治效能感对线上、线下两种形式的政治参与均具有显着的促进作用 ;特别是在传统的制度化政治参与活动中(例如选举参与)，个体政治效能感的水平高低，对其在选举参与中的表现积极与否具有显着的正向预测作用。作为与政治行为最为密切的心理变量，政治效能感对选举参与行为的正向预测作用还表现出明显的跨时间稳定性特征。
其次，个体政治效能感的提升，有助于其参与意愿的增强。一是自我效能感是个体行为意向最具影响力的预测变量。相关的政治学研究发现:政治效能感不仅对个体的政治参与意愿具有显着的正向预测作用，同时个体所具有的针对政治行为的态度和其内部政治效能感的强弱还会对其参与意愿水平的高低变化形成显着的影响效应。二是政治效能感的提升有助于增强个体对其影响政治系统相关决策可能性及结果的评估。个体对自我参与的影响效力评价越高，则其针对政治参与的意愿就越强。
再次，个体的参与意愿越强，其选举参与行为的表现越积极。计划行为理论认为，除个人能力、机会、资源等因素外，行为意向是决定个体完成某特定行为最直接的因素。作为预测个体实际行为发生最重要的指标，行为意向越强，表明个体进行该行为的可能性也越大;一项元分析指出，个体的行为意向与其实际行为之间不仅具有较高的关联，且能够在较大程度上对实际行为的发生予以解释，表明行为意向与特定行为之间的关系具有良好的预测性和稳定性。具体到参与意愿与政治参与行为的关系上来，那些具有较高参与意愿的个体，将会在诸如意见表达、选举参与等形式的政治行为中有更为积极的表现，同时还会对个体实际参与行为的变化显现出明显的预测效应。
基于以上分析，本研究提出假设H1:个体的政治效能感通过参与意愿的中介作用对其选举参与行为产生显着的正向影响。
(二)政治知识的边界效应
资源支持理论是针对政治参与影响机制的重要解释工具之一，该理论从资源获取与消耗的视角，对个体政治行为的表现及差异予以有效的解释说明;具体而言，与公民的社会经济状况、受教育水平等相关联的资源（诸如时间、金钱、知识储备与公民技能等），增加了个体参与政治活动的可能水平及卷入程度。资源支持理论进一步强调，公民的政治知识是其积极介入政治活动、实施政治参与行为的重要决定因素。大量的实证研究发现，在作用路径的指向上，政治知识不但直接作用于个体的政治参与行为，而且还会与其他变量形成交互效应对政治参与行为本身及其影响机制施加影响。
第一，政治知识对个体的政治参与行为具有明显的驱动效应。政治知识是个体对所处政治系统结构、运行过程及政治参与活动本身等信息的心理认知反映，具有客观性资源和主观性资源的双重表现特征;作为个体政治参与的基础性条件，政治知识还决定着政治参与的质量。当个体对政治知识了解越多，就越倾向于在政治活动中扮演积极的角色。此外，不仅那些拥有较多政治知识的个体更有可能在选举活动中进行投票，而且随着知识储量的增多还会提升其投票的倾向水平。与政治知识的多少相关联，那些受教育水平高的个体，不但在政治参与机会上会有较高认知水平，并且更有可能在竞选活动中积极参与和完成投票。
第二，政治知识与政治效能感的交互影响。政治知识对个体政治参与的正向影响涵盖线上和线下两种形式，而且线下政治参与还受到政治知识与效能感的交互影响。随着个体对所参与活动的相关背景知识的了解增多，其在后续的参与中也会表现得越发自信，这将有助于增强个体对政治活动的参与意愿，进而在实际的参与活动中有更为积极的表现。政治知识与政治效能感的交互作用，还体现在教育对个体政治效能感的提升方面，即接受了良好教育的个体，一方面认为自己有能力理解和参与政治活动，另一方面也增强了其对政府决策影响力的自我感知与信心。例如，受教育程度在政治效能感与选举参与的影响关系中具有调节作用。在涉及政治态度取向的关系时，政治知识表现出明显的调节作用，特别是在政治知识水平较高的情况下，不同政治态度取向之间的关系会表现得更为紧密。
第三，政治知识与参与意愿的交互影响。由于行为意向与行为发生之间具有中等强度的关联，这意味着要想使较强的行为意向转化为个体的实际行为，需有赖于第三方变量的调节作用。选民所具备的基础政治知识不仅有助于增长其参与政治活动的可能，同时也有助于个体强化对所参与政治活动的具体规则的认知，进而使参与意愿对实际行为的预测效应获得提升。具有较高政治知识持有量的个体，往往能够保持较为稳定和一致的政治态度，并依据其态度和偏好做出决策，提升个体对民主价值观念的支持，促进个体的政治信任，进而激发其政治参与。
基于以上分析，本研究提出假设H2:政治效能感与选举参与行为的直接关系以及他们通过参与意愿形成的间接关系，受到个体政治知识的调节作用。
综上所述，本研究拟探讨政治效能感、参与意愿与中国公民选举参与的中介作用影响机制以及在上述过程中政治知识的调节作用影响机制（见图1）。具体而言，公民个体的政治效能感通过参与意愿对选举参与行为产生影响;同时，政治知识在上述关系中具有调节作用，这种调节作用可能是对政治效能感与选举参与行为关系的直接影响，也可能通过调节参与意愿的中介作用来实现。
二、数据来源与变量测量
（一）样本情况
中国社会科学院“中国公民县乡人大代表选举参与调查”项目组依据相关设计和标准，在全国范围内进行抽样和问卷发放。首先，以地区生产总值数据为准，在都会区（即4个直辖市）、东北、东部、中部和西部地区抽取经济发展水平居中的省份，共计10个省( 直辖市、自治区)，分别为北京、天津、黑龙江、山东、浙江、安徽、湖北、甘肃、广西壮族自治区和陕西。
其次，对所抽取的10个省（直辖市、自治区），以经济发展水平居中的地级市为标准，共抽取24个地级市（其中8个省会城市和自治区首府为必选）。再次，在所抽取到的24个地级市中选择经济发展水平居中的区或县。最后，在区或县一级，随机抽取住户，对该户年满18周岁且居住满一年的家庭成员发放问卷，每户最多有一名符合条件的居民参与问卷调查。最终，共发放问卷8800份，收回有效问卷8635份。其中，被调查对象年龄在18～88岁之间，平均年龄41.53岁（标准差14.36），样本的其他情况见表1。
(二)测量工具
1. 政治效能感。采用郑建君（）在研究中使用的包含有3个题目的量表。量表由单一维度构成，采用5点计分方式(其中1个题目为反向计分)，数字1～5分别表示从“非常不同意”到“非常同意”。样题如示:“在选举中我能够充分收集相关信息，并进行有效的分析和判断”。被调查者完成问卷作答后，对所有题目的得分加总取均值，政治效能感水平越高的个体，其分数表现也越高。在本研究中，该量表的 Cronbach"s α 为0.81。
2. 选举参与行为。依据地方人大代表选举的基本程序，采用自编的4个题目来测量个体在地方人大代表选举过程中的参与行为表现;其考察范围不仅涉及是否参与最终的投票，还包括是否在投票前的准备阶段有充分的介入参与。如果有则获得相应的分数;否则，不得分。量表中的4个题目主要针对被调查者是否参与了候选人提名（0.5分）、是否参加协商确定候选人（0.5 分) 、是否参加了与候选人的见面活动（0.5 分）、是否现场投票（2.5 分）。将所有题目得分加总后（0～4分），被调查者得分越高，代表其在地方人大代表选举中的参与表现越好。
3. 参与意愿。采用《中国政治参与报告( )》中有关政治行为意愿的 3 个题目对个体的选举参与意愿水平进行测量。量表由单一维度构成，采用5点计分(其中有1个题目是反向计分)，数字1～5 分别表示从“非常不同意”到“非常同意”。样题如示:“我希望在地方人大代表选举中有更多的实际参与”。被调查者完成问卷作答后，对所有题目的得分加总取均值，分数越高表明其参与地方人大代表选举的意愿越强。在本研究中，该量表的Cronbach"s α 为0.78。
4. 政治知识。基于地方人大代表选举的相关程序与内容，项目组自编了由12道题目组成的量表，对个体的政治知识水平进行测量。量表内容主要涉及四个方面的认知，即地方人大代表选举的重要性、权利与途径、内容、程序。每道题目回答正确，获得相应分数(0.5 分/道);否则，不得分。将所有题目得分加总（0～6 分），被调查者得分越高，表明其了解和掌握的有关地方人大代表选举的知识越多、越好。
(三)调查过程及分析策略
“中国公民县乡人大代表选举参与调查”项目，由中国社会科学院委托第三方专业机构进行数据收集，整个过程历时4个月。为保证数据质量，在统一调查流程的基础上，项目主持方派遣调查督导对入户调查员的问卷调查发放情况进行抽检、核实。对于本研究所获有效数据的统计处理:首先，对研究所涉及变量数据的同源偏差影响进行检验，并在此基础上对数据进行描述统计分析;随后，对假设模型进行验证分析，即基于计划行为理论的“效能→意愿→行为”中介模型和以政治知识为调节变量的调节模型;最后，针对有调节的中介模型进行稳健性检验，并对政治知识与其他预测变量的交互效应进行分析。
三、模型分析与检验结果
(一)同源偏差检验
本研究在数据收集过程中，主要采用了被调查者自行作答的方式。因而，在变量关系的假设检验上，有可能受到诸如共同方法效应、社会赞许期待等因素的影响而产生偏差。为此，我们采用两种方式对此进行控制检验。一是在核心变量的测量上采用不同备择选项数量和标尺计分，同时对被调查者参与问卷调查采取匿名作答的方式;二是采用Harman单因素检验，通过统计分析来确认同源偏差影响存在的可能程度。结果显示:在主成分分析处理下未对因子进行旋转设置，最终析出7个特征根植大于1的因子，其中首个因子的方差解释率为12.54%（远小于临界标准40%，同时也小于方差总解释率48.25%的一半）。由此可知，同源偏差影响在本研究中并不严重，可对变量的模型假设进行后续检验分析。
(二)描述统计结果
核心变量的均值、标准差结果见表 2。
对人口学变量、预测变量、结果变量、中介变量和调节变量进行相关分析，结果发现:政治效能感与参与意愿、选举参与行为均表现出显着的正相关;参与意愿与选举参与行为之间具有显着的正相关;政治知识与政治效能感、参与意愿、选举参与行为均表现出显着的正相关;此外，性别、年龄、政治面貌、收入水平、民族等人口学变量指标均与选举参与行为之间表现出显着的相关，对此将在后续的假设模型检验中作为控制变量予以控制。
(三)模型假设检验
1.中介作用模型检验
对于政治效能感、参与意愿和选举参与行为的中介影响机制，采用三个回归分析进行检验。具体步骤如下:首先，将拟纳入模型分析的类别变量转化为虚拟变量；其次，对所关注的变量进行标准化处理;再次，在控制性别、年龄、政治面貌、收入和民族等人口学变量的情况下，对参与意愿的中介作用进行检验。
结果显示（见表3）: 政治效能感对选举参与行为具有显着的正向预测作用(β=0.094,p＜0.001);同时，政治效能感对选举参与行为也具有显着的正向预测作用（β=0.315，p＜0.001);将预测变量和中介变量同时纳入模型，参与意愿对选举参与行为的正向影响显着（β=0.064, p＜0.001)，且政治效能感对选举参与行为的正向影响作用虽有降低但依然显着(β=0.076,p＜0.001)。由此可知，在政治效能感与选举参与行为的影响关系中，参与意愿具有显着的中介作用。
2.政治知识的调节作用检验
为验证政治知识的边界效应，对其在政治效能感与选举参与行为直接关系和间接关系中的调节作用进行检验。首先，将相关类别变量转化为虚拟变量；其次，对关注的核心变量进行标准化处理；再次，控制相关人口学变量指标，通过三组回归方程分析对政治知识的调节作用进行分析。结果如表 4(见下页)所示。第一组回归方程检验政治知识在政治效能感与参与意愿关系中的调节作用(预测变量的方差膨胀因子值VIF在1.055之下)，结果显示:政治效能感(b=0.311，SE=0.010，p＜0.001)和政治知识(b=0．077，SE=0.011，p＜0.001)对参与意愿均表现出显着的正向影响，且二者的交互项对参与意愿的正向影响显着(b=0.049，SE=0.010，p＜0.001)。
第二组回归方程检验政治知识在政治效能感与选举参与行为关系中的调节作用（预测变量的方差膨胀因子值VIF在1.054之下），结果显示：政治效能感( b=0.086，SE=0.011, p＜0.001) 和政治知识（b=0.142，SE=0.011，p＜0.001）对选举参与行为均表现出显着的正向影响，且二者的交互项对选举参与行为的正向影响显着（b=0.026，SE=0.010，p＜0.05) 。
第三组回归方程检验政治知识在参与意愿与选举参与行为关系中的调节作用( 预测变量的方差膨胀因子值VIF在1．064之下)，结果显示:参与意愿( b=0.078，SE=0．011，p＜0．001)和政治知识(b=0.139，SE=0.011, p＜0.001)对选举参与行为均表现出显着的正向影响，但二者的交互项对选举参与行为的正向影响并不显着( b=0.010，SE=0.010，p＞0.05)。
由此可知，政治知识对政治效能感与选举参与行为的直接关系具有显着的调节作用;同时，在政治效能感通过参与意愿影响选举参与行为的间接关系中，政治知识对其前半段具有显着的调节作用。
3.中介作用的稳健性检验
运用Bootstrap法对模型分析结果的稳健性进行检验，基于随机抽取的5000个Bootstrap样本的中介作用分析，结果显示:参与意愿在政治效能感对选举参与行为的影响中起中介作用，中介效应值为0.020，其95%置信区间为［0.014,0.028］，中介效应占总效应的21.45%。按照 M±1SD 的标准，将政治知识划分为高分组和低分组。在政治知识高分组中，政治知识在政治效能感与选举参与行为关系中的中介作用显着，其效应值为0.019，95%置信区间为［0.008，0.030］;而在政治知识低分组中，政治知识在政治效能感与选举参与行为关系中的中介作用显着，其效应值为0.015，95%置信区间为［0.007，0.024］。
4.政治效能感与政治知识的交互效应分析
将政治知识按照M±1SD的标准划分为高、低分组，以检验政治知识在政治效能感与选举参与行为直接关系和参与意愿间接关系中的调节作用。进一步对政治效能感与政治知识的交互效应进行简单斜率检验，结果显示(见图2):在政治知识高分组中，政治效能感对选举参与行为具有显着的影响(bsimple=0.283、t=4.044、p＜0.001);而在政治知识低分组中，政治效能感对选举参与行为的影响显着(bsimple=0.160、t=2.979、p＜0.05);对不同政治知识得分条件下，政治效能感对选举参与行为影响的斜率差异进行检验，结果发现: 二者的斜率差异不显着，Z=1.391，p＞0.05。同样，以参与意愿为结果变量对政治效能感与政治知识的交互效应进行简单斜率检验，结果显示(见图3):在政治知识高分组中，政治效能感对参与意愿具有显着的影响(bsimple=0.456、t=14.894、p＜0.001);而在政治知识低分组中，政治效能感对参与意愿的影响显着(bsimple=0.287、t=12.014、p＜0.001);对不同政治知识得分条件下，政治效能感对参与意愿影响的斜率差异进行检验，结果发现:相比于政治知识低分组，在政治知识高分组中，政治效能感对参与意愿的影响更大，Z = 4.311，p＜0.05。
四、总结与讨论
本研究基于全国十省市调查所获的8635份有效数据，考察了政治效能感、参与意愿对选举参与行为的影响机制及作用条件。研究结果表明:(1) 政治效能感通过参与意愿正向间接影响选举参与行为;(2) 不论政治知识得分高还是低，个体的政治效能感对其地方人大代表的选举参与行为都具有显着的正向影响;(3) 政治知识对参与意愿的中介作用具有显着的调节作用，即在高政治知识条件下，政治效能感对参与意愿的影响效应更大，进而促使个体在选举参与的过程中有更为积极的表现。
（一）结果讨论
政治效能感作为个体政治行为发生最为重要的驱动资源类型之一，对个体的政治参与具有显着的正向预测作用。不论从参与形式还是参与内容进行考察，政治效能感较高的个体在政治参与上都会有较为积极的表现；虽然国内研究者对此也进行了大量的实证研究，但有关政治效能感对政治参与影响机制的研究仍相对缺乏。在上述内容的基础上，本研究发现，参与意愿在政治效能感与选举参与行为的关系中具有部分中介作用。这一结果在一定程度上印证了计划行为理论中有关“行为控制知觉→行为意向→实际行为”的观点，即行为控制知觉感知越强，个体选择和实施该行为的意愿就越强，进而使个体后续实施该行为的几率随着其行为意愿的增强而不断提升。也就是说，公民在地方人大代表选举参与中的表现，部分源自于其参与选举活动意愿的强弱，而这种参与意愿的强弱还会受到其所具有的政治效能感高低的影响。与此同时，上述中介模型所表现出的路径走向也与既有研究相契合:一是政治效能感以及由其引发的心理感知对特定政治行为的参与意愿具有直接或间接的正向影响;二是参与意愿对个体具体政治参与行为表现及动态过程具有预测作用。
依据计划行为理论，行为控制知觉通过行为意向对实际行为具有清晰而直接的决定效应;但不可否认，上述影响机制的发生过程，还同时伴随有诸如个人能力、机会以及主客观资源等变量的影响制约。参照政治参与的资源支持理论可知，政治知识不仅对选举参与行为具有直接的影响，同时由于其兼具主、客观认知资源的特征，政治知识还可能与其他心理变量共同对选举参与行为起到加速或延缓作用。具体到本研究结果，主要涉及以下三个方面的内容:第一，尽管在政治知识持有量不同的个体之间，效能感对实际参与行为表现的影响效应不存在显着差异，但二者的关联程度仍旧随着政治知识的多少而产生相应的变化;这说明，与地方人大代表选举参与相关的知识获得，是个体提升其对从事政治活动能力判断的重要来源。第二，对于那些具有较多政治知识的个体而言，其政治效能感通过参与意愿对选举参与行为的间接影响更强。这是因为，在个体资源相对丰富的情况下，个体更易于将其对自我能力的判断、认知转化为从事特定政治行为的心理动机，进而对其实际的参与行为发挥促进效应。第三，参与意向与实际行为的关联虽然仅表现为中等强度，但其预测、解释效果却具有一定的稳定性。因此，与参与意向转化为实际行为不同，在意向与行为的关系强度变化中，调节变量的作用可能并不明显，这也从侧面解释了政治知识在中介模型后半段中调节效应不显着的原因。
(二)实践意涵
本研究对深入理解政治参与影响机制和激发公民积极参与地方人大代表选举具有以下三个方面的实践启示。第一，在公民的政治社会化进程中，不仅要不断增强公民参与政治活动的能力，更要培养其通过政治参与在国家治理中积极发挥作用的意识和自信，最终实现个体政治参与的有序性与有效性目标。第二，本研究所揭示出的有关选举参与行为的中介影响机制表明，在加强个体执行政治行为的胜任能力的同时，还应通过公平、公正的制度设计来提升公民的政治信任水平，进而增强其参与政治活动的意愿并在其中有积极的表现。第三，在提高公民综合素质的同时，还应针对具体政治活动培养其相关的知识( 例如有关地方人大代表选举参与的知识内容)，这是增进个体政治参与支持资源的重要方面;通过提升个体特定政治参与知识的水平，对个体政治效能感的增强和参与意愿的激发都将发挥积极作用，以实现推动公民政治参与实际行为发生、发展的目的。
责任编辑：金子淳 一审：陈鑫 二审：闪晶晶
文章来源：《南京大学学报（哲学·人文科学·社会科学）》第3期
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