社会地位、政治心理对公民政治参与的影响及其路径，本文主要内容关键词为：政治论文,路径论文,社会地位论文,公民论文,心理论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：D668 文献标识码：A 文章编号：0257-0246(2010)02-0178-11
一、引言
每一个公民平等地参与社会管理，平等地享受政治权利，一直被认为是民主理论的价值和理想之所在。然而，理想的民主愿景却往往与现实的政治生活不一致，考察现实的公民政治参与状况，并非所有公民都平等地参与政治和享受政治权利，政治冷漠群体的大量存在是政治生活领域的不争事实。因而，要实现政治的民主和平等，探寻导致公民政治参与行为个体差异的可能原因成了人类必须致力解决的课题。随着中国特色社会主义民主政治建设进程的推进，对公民政治参与及其影响因素的研究亦成为学界关注的热点。在已有的研究成果中，社会地位(主要包括受教育程度、收入状况以及职业地位等反映个人社会处境状况的综合指标)对公民政治参与的影响受到中外学界的一致关注。
在西方民主国家，社会地位尤其是教育与政治参与的正相关几乎是学界公认的事实。①然而社会地位与政治参与的正相关并不具有普适性。日本的实证研究表明，教育程度同政治参与程度尤其是投票呈现负相关，而收入与政治参与的关系较为复杂。除了收入最低的阶层外，收入越高，政治参与程度越高，但在投票上，收入最高阶层的投票率却极低；从职业看，与农林渔业、工商私营业和管理职业相比，靠工资生活者的政治参与程度较低。②印度的投票同教育程度的关系也较薄弱。③中国学界对社会地位和政治参与关系的实证研究亦提供了并非一致的现实图景：陈福平的研究揭示了教育、收入程度与公民参与的正相关，④胡荣的研究表明受教育程度、收入只与城市居民的有序参与和利益表达具有正相关。⑤也有研究发现，除了本科以上的人具有较高的社区参与水平，初中、高中、大专和小学之间在社区参与水平上并没有表现出显著差异。⑥甚至也有研究认为受教育程度越高的人，由于对民主程序中存在的问题越敏感，参与投票的态度反而越消极。⑦综合研究中国村委会选举的文献亦呈现出不一致的研究结论：有的研究认为受教育程度对村民选举参与并没有太大影响，但收入有正向影响，⑧也有研究指出经济收入对农民的政治参与程度影响很弱。⑨
为何社会地位与政治参与呈现出如此迥异的研究结论呢？学者们在解释社会地位，尤其是教育程度同政治参与或正或负的关系时，都强调政治心理因素，主要是政治效能感、政治关心、公共责任感等的重大作用。在西方国家，正如米尔布拉斯所言：“从各种研究中得到的一致结果证明：上等阶级参与政治的意识比下等阶级强。因为上等阶级的教育程度高、政治关心程度高，积极参与政治。”⑩而日本学者蒲岛郁夫认为，日本受教育程度高者尽管政治关心和政治有力感较高，但却并不一定具有高度的体制热爱感、政治满足感、政治义务感，在日本自民党一党持续优势的政治体制中，学历高的公民对政治怀有一种疏远的感觉。(11)在印度，教育程度高的公民不愿意在投票上花费时间，不愿意被竞选集团用收买手段动员去投票，从而对印度国民会议派长期垄断政权的政治体制产生敬而远之的心理，这种心理削弱了政治参与的积极性。(12)对我国村民选举参与行为影响因素的研究也发现，村民们在选举中的积极或消极的投票行为与政治效能感、对政治的兴趣和民主意识、政治信任紧密相关。(13)Norris在综合了以往的研究后指出，公民本身所具备的资源(即时间、金钱、公民技巧、资讯等)与动机(即对议题的兴趣)是影响政治参与的微观因素。(14)
综上所述，在已有的研究成果中，社会地位、政治心理因素对政治参与的影响已受到了充分肯定，即人们认为由于不同社会地位者拥有不同的政治心理素质，包括对政治的兴趣、政治的效能感、政治知识、公共责任感等，从而导致了个体现实政治参与的差异。但已有的研究要么只是停留在对政治心理因素的理论思辨上，要么实证研究仅仅停留在对社会地位、政治心理对公民政治参与直接效应的考察上，鲜有对政治心理的中介效应进行实证研究。我们认为，社会地位对公民政治参与的影响并非简单的线性关系，而是一个既有直接效应，又有中介效应的复杂的多重因果作用过程。因而，本研究试图以调查所得数据，运用定量方法分析：(1)影响公民政治参与的主、客观因素。(2)社会地位、政治心理和公民政治参与之间的直接效应和间接效应。通过定量分析，试图揭示社会地位与政治参与之间政治心理的中介效应。
二、研究设计和方法
1.抽样和数据
本文数据主要来源于2008年11月至2009年3月对浙江省金华市婺城区、金东区、白龙桥镇、义乌市小商品市场、兰溪市兰江镇、东阳市南马镇、浦江市浦阳镇的分层随机抽样问卷调查。由于研究经费和人力限制，本研究并非所有问卷皆入户调查，对填问卷有困难的年老者和文化程度较低者由调查员面对面调查，其他填答问卷无困难者则由调查人员发放问卷，由他们自行填答。本调查共发放问卷1500份，回收1202份，回收率达到80.1％，剔除无效问卷，剩余有效问卷1077份。研究对象的整体人口学特征为：男性605人，占56.2％，女性467人，占43.4％；农业户口527人，占49.1％，非农户口538人，占50.1％；接受大专以上高等教育者319人，占29.7％，接受高中(中专、职高)教育者为306人，占28.5％，初中及以下教育者447人，占41.5％；30岁以下137人，占12.7％，31—40岁407人，占37.8％，41—50岁306人，占28.4％，51—60岁133人，占12.3％，60岁以上87人，占8.1％；国家机关、党群组织、企事业单位负责人83人，占7.7％，私营企业主114人，占10.6％，经理人员34人，占3.2％，专业技术人员157人，占14.6％，个体工商户82人，占7.6％，办事人员和有关人员90人，占8.3％，产业工人91人，占8.4％，服务业员工124人，占11.5％，农业劳动者140人，占13％，其他职业者86人，占8％，失业和半失业人员45人，占4.2％，未填答者26人，占2.4％；个人年均收入1万元以下者为195人，占18.1％，1—2万元者为260人，占24.3％，2—3万元者为190人，占17.8％，3—5万元者为178人，占16.5％，5—8万元者为86人，占8.1％，8万元以上者为93人，占8.7％，未填答者66人，占6.2％。
2.研究变量定义和测量工具介绍
(1)政治参与的定义、类型及测量工具
本研究的政治参与是指旨在影响政府领导人产生、政府决策及议事日程的普通公民的制度内活动，具有暴力倾向的非制度性参与不在本研究范围内。整合我国现有公民政治参与类型研究发现，现阶段我国公民制度内政治参与主要有投票、竞选、个人接触、利益表达、参与监督等行为。(15)以此为基础，经结构式访谈，公民参与问卷设计了17个项目。经专家咨询表明项目具有良好的内容效度。题目计分采用李克特式五级计分制，从非常符合(5分)，到非常不符合(1分)，反向题则反向计分。题目分数越高，表明参与行为越积极、越主动。对公民参与17个项目进行探索性因素分析，结果显示，KMO的统计量为0.893，巴特莱球性检验值为6250.3，P=0.000，达到显著水平，说明数据适合因素分析。采用主成分分析法抽取因子，特征值大于1的因素有三个，可以解释总方差的59.025％，并对所抽取的三个因素进行方差最大正交旋转，得到因子结构表1。
从表1可知，因子一包括公民参与监督、个别接触、利益表达，将其命名为“参与公共事务因子”。因子二主要描述的是公民在投票中的主动性、积极性，命名为“参与投票因子”。因子三描述的是积极、主动的参与竞选活动，命名为“参与竞选因子”。
对公民政治参与行为各因子的结构进行验证性因素分析，得到以下拟合指数：χ[2/df]=4.86，RMSEA=0.060，NNFI=0.97，NFI=0.97，IFI=0.97，CFI=0.97，RFI=0.96，GFI=0.95，AGFI=0.93，各项目在相应维度上的负荷量在0.34—0.91之间，说明公民参与行为三因素结构得到了数据的支持。量表三个维度的内部一致性系数分别为：参与公共事务0.88，参与投票因子0.74，参与竞选因子0.72，总体量表0.87。表明问卷的结构效度和信度良好，可以用来测量公民的参与行为。
(2)政治心理因素的定义及测量工具
要准确地测量影响公民政治参与行为的政治心理因素，须编制一个具有良好信度和效度的政治心理测量表。本研究把影响公民政治参与的政治心理界定为对政治的认知、情感、行为倾向三个方面，主要包括政治知识、政治效能感与政治关心习惯三个方面。
政治知识是指公民对政治事务基本运作规则的认知。Nie、Junn与Stehlik Barry在执行美国公民能力调查的时候，将政治知识设计为“对政府官员的认知”、“对政府(民主)体系的认知”。(16)而Kinder与Steam在1985年的调查中也指出政治知识应包括“是否能清楚地知道政治人物”及“最近的政治事件”，(17)Atkin与Heald则认为政治知识是指“候选人姓名”、“候选人政见”、“议题及候选人立场差异的比较”(18)。综合学者们的观点，政治知识主要包括对职位人物的认识、对政府体系制度和最近政治资讯的了解。但由于我国并不存在全国性的竞选制度，所以把西方关于政治知识的界定直接引入我国就存在效度问题。在本研究中，政治知识主要是指公民对政府体系运作及民主权利的认识，用四个项目测量，分别为“政府的权力产生于人民”、“在公共事务中，老百姓与干部有同等的发言权”、“公民不应该只关心个人问题，更应该关心国家大事”、“谁都不能剥夺我对公共事务的发言权”。
政治关心习惯是指对政治事务接触和讨论的习惯，包括对媒体的接触和谈论政治的习惯，本研究用三个项目来测量，即“我经常看新闻报道节目，了解政治社会事件”、“我经常与亲友同事议论政治方面的话题”、“选举结束后，我会关心选举的结果”。
政治效能感则是指个人的政治行动对政治过程所产生的影响力，就是值得个人去实践其公民责任的行为，(19)包括内在效能感和外在效能感(20)。本研究用六个项目来测量公民的政治效能意识：“方针、政策由上面定，不必去议论，即使议论也没什么用”、“国家搞得好不好关键在领导，普通老百姓起不了什么作用”、“老百姓即使对政治事件发表议论也是瞎议论”、“凡属政治问题都很复杂，公开讨论没什么好处，容易引起思想混乱”、“惩治腐败是政府的事，不关我的事”、“公开选举只是一种形式，没有实质意义”。
问卷采用李克特五级计分，从“完全不符合”或“完全不同意”(得1分)到“完全符合”或“完全同意”(得5分)，政治效能感皆为反向题，反向计分。分数越高，表明公民的政治知识越丰富，政治关心习惯越好，政治效能感越高。
为了进一步验证政治心理测量量表的结构效度，对公民政治心理量表作验证性因素分析，得到以下拟合指数：χ[2/df]=3.09，RMSEA=0.044，NNFI=0.97，NFI=0.96，IFI=0.97，CFI=0.97，RFI=0.95，GFI=0.97，AGFI=0.96，各项目在相应维度上的负荷量在0.39—0.82之间。表明本量表测量模型的各项拟合指数较佳，说明政治心理的三因素结构得到了数据的支持，量表三个维度的内部一致性系数分别为0.73、0.54、0.79，量表总体一致性系数为0.75。
(3)数据处理
采用SPSS12.0和LISREL8.70进行数据分析。
三、研究结果
1.公民政治参与和政治心理在人口学和社会地位变量上的平均数差异检验结果
对性别和户口进行独立样本T检验(见表2)发现，男性在公共事务参与维度上明显高于女性，在投票和竞选两维度上男女差异不显著。女性在政治知识维度上显著高于男性，男性在政治关心习惯维度上显著高于女性；在政治效能感维度上，男女差异不显著。非农户口在政治关心习惯维度上显著高于农业户口，在参与投票、参与竞选、参与公共事务以及政治知识、政治效能感因子上两者差异不显著。
对受教育程度、社会职业分层、收入状况、年龄进行单因素方差分析(见表2)，结果发现：受教育程度在政治关心习惯维度上平均数差异显著，在参与竞选、参与投票、参与公共事务因子以及政治知识、政治效能因子上差异不显著；多重比较检验发现，受高等教育者(大专以上)在政治关心习惯上得分显著高于初等教育者(初中及以下)。在不同年龄间，政治关心习惯因子和政治效能感因子存在显著差异，而在公民政治参与三因子和政治知识因子上平均数差异不显著。多重比较检验发现：在政治效能感因子上，30岁以下者显著高于60岁以上者，30—40岁显著高于50岁以上者，最大值在30—40岁左右；在政治关心习惯因子上，31—40岁及60岁以上显著高于30岁以下。在不同的个人年均收入之间，5—8万元收入者在政治关心习惯因子上显著高于1万元以下者，在其他政治心理因子和政治参与三因子上不同收入者均无显著差异。从客观职业分层看，由专业技术人员、个体工商户、办事人员和普通公务员组成的中等职业阶层在政治关心习惯因子上稍好于由产业工人、服务业员工和农业劳动者、下岗失业人员组成的社会下等职业阶层，但这种差异只是边缘性统计差异(0.05＜P＜0.10)，在政治参与三因子和政治知识、政治效能感因子上平均数差异不显著(P＞0.10)。
2.政治知识、政治效能、政治习惯及人口学、社会地位变量对公民政治参与的回归分析
本研究用包括性别、年龄、户口等人口学变量以及受教育程度、个人年均收入、社会职业分层等个人社会地位变量和政治心理的三个因子(政治知识、政治效能、政治习惯)为解释变量，以政治参与的三因子(参与公共事务、参与投票、参与竞选)为因变量进行回归分析。在回归模型中，除了年龄、个人年均收入为数值变量，性别、户口、文化程度、职业分层都是虚拟变量，以政治知识、政治效能、政治关心习惯三因子各指标的均值为观察值(见表3)，表3的分析结果表明：
(1)人口学与社会地位变量对公民政治参与的回归结果
性别、受教育程度、个人年均收入对参与公共事务具有统计解释力。男性在公共事务参与行为上比女性积极，在投票和竞选上则没有统计显著性。这一研究结果与以往的研究基本一致。以往的研究表明，发达国家、发达地区男女的政治参与差异不大，而发展中国家男性的政治参与通常高于女性。(21)在一个国家内部，发达地区男女政治参与方面的差异小于落后地区。(22)对我国农村和城市的相关研究也支持了这一结果，即北京等大城市男女政治参与没有差异，但农村地区则男女差异较大。(23)由于本文的样本主要来自于浙中城乡地区，经济相对发达，但传统男主外、女主内的性别角色分工依然起一定作用，男性更加主动地接触新闻媒体、了解政治社会事件，更多地参与讨论政治，这种良好的政治关心习惯使男性的政治资讯比女性发达，政治兴趣比女性浓厚，并促使男性更主动地参与公共事务。
受高等教育者与受初等教育者相比，参与公共事务更少，但在参与竞选和参与投票因子上不存在差异。个人年均收入对参与公共事务具有负向影响作用，即随着收入的增加，个人越倾向于不参与监督、揭露腐败、个人接触表达利益。
户口对参与投票具有一定的统计解释力，即农业户口相比于非农户口，在投票中的参与度更高。但对参与竞选和参与公共事务则不具有统计显著性。这一结果与胡荣对厦门市居民的政治参与研究结果基本一致，即户口对“人大选举参与因子”具有统计显著性，但在利益表达和维权抗争因子上，户口不具有差异。(24)年龄对因变量的影响不具有统计显著性。
社会职业分层因子对参与竞选因子的影响具有统计显著性，由专业技术人员、个体工商户、办事人员和有关人员所组成的中等职业阶层与由农民、产业工人(其中包括农民工)和服务业人员(包括农民工)相比，在参与竞选因子上欠积极。
(2)政治心理因素对政治参与的回归分析结果
从总体上看，政治知识、政治效能和政治习惯三个因子对政治参与的各个方面都有着正面积极影响。进一步分析，发现政治知识、政治效能、政治习惯对参与公共事务、参与竞选、参与投票三因子的影响程度是不同的。比较而言，政治效能对参与投票因子具有极强的预测能力，其标准化回归系数达到了0.434(P＜0.001)，高于其他因子对参与投票因子的影响。政治习惯对参与公共事务因子和参与竞选活动因子的预测能力也相当强，高于政治知识和政治效能的影响，其标准化回归系数分别达到了0.357(P＜0.001)和0.310(P＜0.001)(参见表4)，从而验证了理论假设：政治心理因子对政治参与行为具有极强的预测能力。
3.社会地位、政治心理与公民政治参与的结构方程模型及政治心理的中介作用
本研究采用结构方程模型技术考察社会地位与政治参与之间是否存在政治心理中介变量影响，以及其影响程度如何。考虑到等同模型的存在，本研究拟建立两个模型：模型一：无中介变量模型；模型二：有中介变量模型。在有中介变量模型中，以教育、年均收入、职业地位作为社会地位指标构成外源变量，以政治知识、政治效能、政治习惯为中介变量，以参与公共事务、参与投票、参与竞选为结果变量构建有中介变量模型。无中介变量模型则是以社会地位、政治知识、政治效能、政治习惯为外源变量，以参与公共事务、参与投票、参与竞选为内生变量。一般来说，模型的优劣可以通过考察拟合指标比较，绝对拟合指标χ[2/df](越小越好)小于5，模型就可以接受，RMSEA(越小越好)低于0.1表示好的拟合，低于0.05表示非常好的拟合，而GFI、AGFI(越大越好)大于0.9表示模型拟合得好，相对拟合指数NNFI、CFI大于0.9，则表明模型拟合得好，越接近1则越好。通过拟合指数发现(见表4)：有中介变量模型比无中介变量模型的拟合指数更佳。在考虑了中介作用之后，社会地位到政治知识的直接路径以及政治知识对参与竞选、参与投票和参与公共事务的直接路径变得不显著，将之删除，并将政治知识作为外源变量，其中介变量为政治效能和政治习惯，最后得到模型三(见下图)。拟合指标显示，删除不显著路径后，RMSEA、χ[2/df]、GFI都得到了改进(见表4)，表明模型三的拟合效果最好。
社会地位、政治心理与政治参与的因果路径图
通过对中介模型的效应分解与检验结果(见表5)发现，在引入政治效能和政治习惯的中介作用后，政治知识对政治参与的直接效应被削弱至不显著，表明政治知识对政治参与三因子的影响是一个完全中介的过程，其效应值分别是：政治知识到参与竞选的效应值是0.43，到参与投票的效应值是0.32，到参与公共事务的效应值是0.50。但社会地位对政治参与三因子的影响既有部分中介效应，又有直接效应，即社会地位对参与竞选、参与投票、参与公共事务的影响，部分经中介变量的正向影响之后，另一部分则直接负向作用于公民参与竞选、参与投票、参与公共事务行为。社会地位对参与竞选和参与公共事务的直接效应强于间接效应，两者绝对值大小之比分别为1.06和1.17，而社会地位对参与投票的间接效应则强于直接效应，两者的绝对值之比为1.18。值得注意的是，由于直接效应和间接效应的方向不一致，导致总体效应被部分遮盖，总体效应值小于直接效应和间接效应，并经t检验，总效应不具有统计显著性。
四、讨论
1.现阶段我国公民政治心理和政治参与特点
(1)民主意识充分觉醒，政治参与形态多元化，参与水平中等偏上
随着社会经济水平和政治民主制度建设的推进，现阶段我国公民的民主权利意识已经充分觉醒(政治知识因子平均数得分最高，为4.28)，不同社会地位者对公民应该拥有民主权利已取得共识，从而为我国政治民主建设提供了广泛的社会心理基础。充分觉醒的民主权利意识和良好的政治关心习惯(平均数为3.89)推动了公民积极参与政治，使公民政治参与形态呈现多元化：既有参与竞选和投票的选举参与，又有通过个别接触、居民活动、网络讨论等直接介入政府决策、立法以及监督政府及官员的公共事务参与活动，总体而言，政治参与水平中等偏上(参与竞选的均值为3.80，参与公共事务的均值为3.77，参与投票的均值为3.74)。但值得关注的是政治效能感因子得分相对不高(平均数为3.37)，比较而言，成长于改革开放后的“70后”，即40岁以下的年轻人政治效能感总的来说高于中老年人，亦即他们比中老年人更深刻地体会到自身对政治生活的影响力，从而彰显了改革开放对人的政治现代化的促进作用。
(2)农村村民的政治参与积极性不低于城市居民，在投票上甚至比城市居民的参与度更高
城市居民由于居住在城镇，电子媒体和信息传播更加发达、先进，使城镇居民比农村村民更容易获取政治资讯，比农村村民讨论和关心政治的习惯更好，但这种关心政治的好习惯并没有使城市居民比农村村民呈现出更高的参与积极性，甚至在参与投票上，农业户口的积极性还高于非农户口。这是由于农民尽管不像城市居民那样拥有迅捷的传播媒介和讨论政治的习惯，但村民自治制度的推行，却给农民提供了一个能激发其政治参与积极性、锻炼政治技巧、掌控自身生活和环境的舞台。农民在村民自治过程中充分享受自己的民主权利，履行自己的投票义务，锤炼公民的政治品性，从而见证了制度的权威结构和个人的心理品质、态度之间存在的关联性，见证了政治参与的价值不仅在于保护个人利益、维持社会稳定，还有促进人的自由和自主的教育功能，并能“使人民整体在知识上、情感上和道德能力上实现他们充分的潜能，从而自由地、积极地形成一个真诚的社会”(25)。
(3)中产阶层对传统政治参与方式存在一定的疏离心理，网络参与将成为新兴中产阶层政治参与的重要渠道
从职业分层看，由专业技术人员、个体工商户、办事人员、普通公务员构成的社会中等职业阶层在参与竞选因子上呈现负向影响，这表明我国人大选举制度的形式化导致了中产阶层对竞选参与的冷漠心态。作为新兴中产阶层主力军的受高等教育者比起受初等教育者，更少通过个人接触方式来揭露腐败、反对办事不公的领导、参与小区居民运动。但这并非表明受高等教育者不想参与政治和影响决策层。联系本研究中被试者在回答“网络舆论对国家和政府的政策及立法已产生重要影响”这一问题时，接受高等教育者得分(4.02)高于接受中等教育(3.81)和初等教育者(3.71)，其差异达到显著(P＝0.000)。同时，从平均差异检验结果可知，男性、年均收入5—8万、非农户口、受过高等教育而且职业地位处于中等者在政治关心习惯维度上平均得分最高，这些恰恰是“城市中产阶层群体肖像”的特征，对政治具有如此高的关心习惯的中产阶层怎么可能放弃对政治的参与呢？近年来安徽芜湖张先著事件引起的“乙肝歧视案”、“孙志刚事件”等影响重大的政治参与事件向我们揭示了：网络正成为中国人表达意愿、影响政府决策和立法的重要政治工具。而据2008年中国互联网信息中心提供的数据，网民中文化程度为大专及以上的受过高等教育者占31.2％的比例，其中网络新闻的用户使用率达到81.5％，用户规模达到2.06亿人，已跃升为网络应用的第二位，(26)这就预示着中产阶层尤其是受过高等教育的新兴中产阶层会更多地通过网络来参与政治。
2.社会地位和政治参与的关系及政治效能和政治习惯的中介作用
本研究发现，社会地位越高者由于拥有越多的个人资源，其政治效能感越高，越能感受到自己在政治与社会改变中的影响力，越会觉得参与政治是一件有价值的事情。同时，较高的社会地位也培养了其政治关心、讨论政治的良好习惯，并激发了社会地位较高者的政治参与积极性。相反，社会地位较低者，觉得小老百姓根本无力干涉政治事务，参与政治纯粹是浪费时间，并且由于缺乏对政治的关心习惯，从而抑制了其参与政治的积极性。但不可忽视的是除了政治效能和政治关心习惯的正向激发因素外，社会地位自身存在着抑制政治参与的直接负向因素，这种直接负向因素消弭了政治效能和政治关心习惯的正向间接影响。可能因为投票相对而言付出的时间、精力和成本较低，因而政治效能和政治关心习惯的正向作用强于负向的直接效应，从而呈现出正相关。而参与公共事务和参与竞选需要更多的主动性，需要参与者付出更多的时间、金钱和精力，而且风险较高，因而，间接的正向政治效能和政治关心习惯无法抵抗社会地位的直接负向效应，从而表现出负相关。但不管是负相关还是正相关，社会地位对政治参与的总体影响还是有限的，是否参与政治还与社会的现代化水平、国家选举制度、法律、政党体系等宏观因素以及政治的动员机制等因素相关，由于这已不是本文所能解决的问题，在此不再赘述。
3.政治知识和政治参与的关系及政治效能和政治习惯的中介作用
本研究发现，政治民主知识并不会直接激发公民的政治参与行为，而是通过影响公民对政治的效能感(情感)和政治关心习惯(行为倾向)间接地影响公民政治参与。换言之，拥有政治知识只是一种认知资源，是否选择参与还取决于公民对参与过程和结果的效能感，以及是否具备良好的参与习惯，从而揭示了政治效能和政治习惯对政治参与三因子的重大中介效应。
进一步分析发现，政治效能感对投票的效应(0.51)高于政治习惯的效应(0.31)。由于投票是依照一定的程序定期选举预先设定的候选人，并不是向决策者表达每个人政治意愿的最佳手段，也不能就自己最渴求的政策向决策者表达主观意愿，相对而言与公民的切身私利联系间接，而且单个选民的一票未必能改变整个选举结果，因而作为选民的公民在投票的过程中难以感受到自身对政治的影响力，唯有具备高政治效能感的人才会认真履行投票义务，从而展现了政治效能感对投票的高影响力。
政治关心习惯对参与竞选(0.72)和参与公共事务(0.81)的效应最强，高于政治效能的效应(0.12、0.19)。这是由于参与竞选本身就是复杂的政治事务，需要公民更高的主动性，具备更多的政治资讯以及相应的政治策略和技巧，而且涉及竞选成功后的社会责任，须具备政治经验和技能支持其行动和决策。参与公共事务则涉及参与财务、政务监督以及检举、揭发、个别接触利益表达，这不仅需要付出时间、精力，尤其是检举、揭露腐败还有可能会遭受打击、报复，风险更大，成本更高，须具备较强公共责任心和相应的政治策略和技巧。而只有在主动接触媒体、关心政治、讨论政治的实践中，才能培养自身对共同体的归属感和责任心，获得丰富的政治资讯，训练政治技巧，提高政治策略，从而显示了良好的政治关心习惯对参与公共事务和参与竞选的高影响力。
五、结论和研究展望
第一，政治知识、政治效能和政治习惯三项政治心理因素对公民政治参与具有正向的积极影响。但政治知识并非直接对政治参与行为产生影响，而是通过正向影响公民的政治效能、政治习惯进而影响公民的政治参与行为。可见，提高公民的政治知识素养，培养公民政治介入习惯，增强对公民政治参与的回应，提高公民的政治效能感，是进行公民教育，引导公民有序、积极主动地参与政治的有效途径。
第二，村民自治制度彰显了公民参与自治的教育功能，表征了普通人在与自身息息相关领域中的自主参与能使民主制度获得自我维持的心理基础，从而启示我们在当前尤其要推进城市人大选举制度改革，进一步扩大人大代表作用，并扩大代表直选范围，使城市居民也能像村民参与自治一样在人大代表选举中发挥更大的主动性，在参与社区和工作场所的公共事务决策中陶冶民主情操，培养参与习惯，训练民主技能。
第三，社会地位对政治参与既具有直接的负向影响，又通过一系列中介变量——政治效能感、政治关心习惯的中介效应对政治参与行为产生正向间接效应，并相互遮盖，使总效应不再具有统计显著性，表明社会地位变量对公民政治参与影响的有限性。而且，政治效能感、政治关心只是影响公民政治参与的社会心理因素的一部分，进一步的研究还需分析到底是何种因素导致社会地位对公民政治参与的直接负向效应，除了政治效能和政治习惯之外，是否还有其他中介变量的存在，例如体制热爱感、公共责任心、参与代价感、政治义务感、冲突感等，以使我们更加系统地把握影响政治参与的心理影响因素，并为我们进行公民教育、提升政治文明水平提供理论支持。
注释：
①Verba,Sidney and Norman H.Nie,The Participation in America:Social Equality and Political Democracy,New York:Harper & Row,1972; Robinson,J.P.and Dennis,K.D.,"Public Opinion During the Watergate Crisis," Communication Research,No.1,1974; Gandy,O.H.and Metabane,P.W.,Omachonu,J.O.,"Media Use,Reliance and Active Participation," Communication Research,Vol.14,No.6,1987; Leshner G.and Mckean,M.L.,"Using TV News for Political Information during an Off-Year Election:Effects on Political Knowledge and Cynicism," Journal and Mass Communication Quarterly,Vol.74,No.1,1987.
②蒲岛郁夫：《政治参与》，解莉莉译，北京：经济日报出版社，1989年，第79页。
③Huntington,Samuel P.and Joan M.Nelson,No Easy Choice:Political Participation in Developing Countries,Cambridge:Harvard University Press,1976,p.83.
④陈福平：《强市场中的“弱参与”：一个公民社会的考察路径》，《社会学研究》2009年第3期。
⑤胡荣：《社会资本与城市居民的政治参与》，《社会学研究》2008年第5期。
⑥周林刚：《社区治理中居民参与的制约因素分析——基于深圳A区的问卷调查》，《福建论坛》2008年第12期。
⑦孙永芬：《政治心态与影响因素间变量关系的实证分析》，《政治学研究》2008年第1期。
⑧胡荣：《社会资本与中国农村居民地域性自主参与——影响村民在村级选举中参与的各因素分析》，《社会学研究》2006年第2期；蒯旭光：《农村居民政治参与积极性的影响因素分析——基于南京5区县30个村的农户调查》，《中国农学通报》2009年第1期。
⑨郭正林：《农民政治认知与参与的定量研究》，《浙江师范大学学报》2004年第5期。
⑩Milbrath,Lester W.,Political Participation,Chicago:Rand McNally,1965.
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(14)Pippa Norris,Democratic Phoenix:Reinventing Political Democracy and Social Equality,New York:Cambridge University Press,2002.
(15)胡荣：《社会资本与城市居民的政治参与》，《社会学研究》2008年第5期；温莹莹、胡荣：《影响公民有序政治参与的因素分析》，《中共天津市委党校学报》2008年第4期。
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(23)胡荣：《社会资本与中国农村居民的地域性自主参与》，《社会学研究》2006年第2期；Shi,Tianjian,Political Participation in Beijing,Cambridge:Harvard University Press,1997,p.170。
(24)胡荣：《社会资本与城市居民的政治参与》，《社会学研究》2008年第5期。
(25)转引自卡罗尔·佩特曼：《参与和民主理论》，陈尧译，上海：上海人民出版社，2006年，第19页。
(26)《第22次中国互联网络发展状况统计报告：网民规模与结构特征》，中国互联网信息中心，http://www.cnnic.net.cn/uploadfdes/pdf/2008/7/23/170516.pdf。
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