張立榮 汪榆淇 姜慶志
新型城鎮化是一場涉及經濟、政治、文化、社會、生態諸方面的規劃性變遷。這種變遷引致鄉土社會從“穩定守序”向“變動不居”演進,帶來公共事務復雜性、非線性和集中性不斷增強。作為新型城鎮化的前沿地帶,城郊是各種矛盾沖突的集中地,土地違法流轉、流動人口膨脹、基礎設施落后、生產生活安全隱患、生態環境破壞等問題十分嚴重[1]。在這種情境下,公共需求激增與基層政府治理能力有限的矛盾相當突出,利益受損和“求告無門”的雙重境遇使一些城郊居民選擇了非制度化政治參與的方式來維護自身權益,這給處于矛盾漩渦的城郊地區帶來更大的壓力,成為新型城鎮化健康發展的巨大威脅。伴隨著新型城鎮化的快速推進,城郊地區經濟社會的失序風險將不斷加強,居民非制度化政治參與的發生概率也將不斷增大。因此,分析和探討城郊居民非制度化政治參與的行為邏輯及防治策略具有重要意義。
對于非制度化政治參與的“歸因”問題,一些學者進行過分析和探討。劉玉俠等人將其歸納為經濟因素、政治因素、文化因素三類[2];陳云松則將相關研究概括為體制因素、個體因素兩個方面,在此基礎上強調了互聯網這一媒介的作用,并指出目前的成果存在定性研究推廣效力不足和定量研究不充分的問題[3]。如其所言,相關研究雖很豐富,但大都耽于現狀梳理和理論闡釋,缺少整合型的歸因框架,而且對城郊這一特殊區域的非制度化政治參與研究較少。有鑒于此,本研究以現有文獻為基礎,嘗試構建“制度-社會-實踐”的分析框架,并在控制居民個體特征的基礎上,利用二元Logistic模型,檢驗各因素對城郊地區居民非制度化政治參與的影響狀況。
基層政府制度設計欠缺和治理能力不強往往被視為居民非制度化參與的主要誘因。不少研究者認為,弱勢群體的訴求未被納入政策制定過程是非制度化政治參與事件高發的主要根源[4],而社會成員對地方政府的低信任度則是加劇這一情勢的重要因素[5]。事實上,只有形成清晰合理且彼此遵循的機制,各種社會矛盾和沖突才能得到消除[6]。因此,能否以公共利益為導向、構建具有公平正義特質的參與制度,是控制和避免居民非制度化政治參與的關鍵。基于這種認識,本研究提出如下假設:
H1:參與制度設計越完善,居民非制度化政治參與行為的發生概率就越低。
個人與社會的關系狀況,是影響居民政治參與行為的重要因素。有研究者以實驗方式檢驗了相對剝奪感、集群認知以及相對滿意感對群體性事件的作用[7],還有研究者以案例方式揭示“氣場”這種社會情緒對居民非制度化參與行為的驅動作用[8]。事實上,農村社會的集體行動更容易受到社會因素而非政府因素的支配。伴隨著新型城鎮化的推進,城鄉結合部已具有社會轉型的典型特征,即處于熟人社會傳統被打破而現代社會規則未完全建立的空檔。當居民的意愿得不到實現時,社會支持的不穩定性便強化了行為方式選擇的不確定性,從而強化實施非制度化參與行為的可能性。基于這種認識,本研究提出如下假設:
H2:社會支持越充分,居民非制度化政治參與行為的發生概率就越低。
一般而言,制度化參與實踐的經驗累積有助于減少和避免行動者的無序行為。當然,也有研究者通過對CGSS2006數據的分析發現,公民的制度化政治參與實踐與非制度化參與行為無顯著關系。這種結果的形成,可能與研究者所選指標有關,更重要的是制度化政治參與與否并不能反映參與的質量,因此這并不能否定參與實踐感知對非制度化政治參與的影響。有研究者就曾指出,為使公民參與帶來收益,必須經歷特定的學習過程。在此過程中,彼此之間的懷疑乃至沖突和對抗將逐漸得到消弭[9];而制度化參與失敗的感知,則會形塑居民非制度化政治參與的思維和習慣。基于這種認識,本研究提出如下假設:
H3:參與實踐越差,居民非制度化政治參與行為的發生概率就越高。
在現實中,影響城郊居民非制度化政治參與的因素很多,因此有必要對其個體因素加以控制。具體而言,本研究提出兩類控制變量:一是受訪者的年齡、民族、性別、受教育情況、戶籍所在地等人口統計學變量;二是受訪者的戶籍性質、就業情況、政治面貌、人均月收入等居民經濟社會指標。
因變量的測量。非制度化政治參與是當下公共管理學界研究的一個熱點議題,一般指公民不通過法律、政策和慣例等正常渠道保護或謀取自身利益的現象。本研究列出“簽聯名信、罷市、罷工、罷課、游行示威”五種較為常見的非制度化政治參與行為,參與過的記為1,未參與的記為0。
自變量的測量。制度設計、社會支持和參與實踐主要通過對相關參與經歷的感知進行測度,使用5點式Likert量表法。在具體的題目設計中,我們給出一種判斷,要求受訪者根據自身的實際感受對其打分。制度設計由“政府建立了參與的平臺”“政府提供了信息化溝通手段”“政府提供了主體參與保障機制”“有沖突的制度化解決方案”四個題目進行測量;社會支持由“自己能得到他人支持”“自己與身邊人相處融洽”“自己的價值得到了體現”三個題目進行測量;參與實踐由“政府愿意尋求社會支持”“政府言而有信”“參與使人感到滿意”“參與達到了預期目的”四個題目進行測量。制度設計和社會支持變量采用正向賦分,參與實踐變量采用負向賦分。如此賦分,旨在準確判定失敗的參與經歷對居民實施非制度化政治參與行為的影響。需要指出的是,為簡化模型和更好地探究題目的內部關系,本研究首先使用探索性因子分析的方法,而后將因子分析得分作為最終自變量帶入模型中。因變量、自變量及控制變量的定義見表1。

表1:變量定義一覽表
本研究數據主要通過問卷調查的方式獲得。調查于2015年7月至2015年12月進行,調查地點包括內蒙古自治區、山東省和安徽省的9個縣(市、區、旗),問卷按照分層抽樣的方法要求進行發放。這次調查總計發放了1630份問卷,收回問卷1190份,其中有效問卷1048份,問卷的有效率為88.07%。剔除家庭住址為“城市”和“農村”的被調查對象,城郊居民樣本共有663份。數據的處理及回歸分析均采用SPSS20.0完成。
由于因變量是虛擬變量,因此本研究通過構建二元Logistic模型來探討制度設計、社會支持、參與實踐及控制變量與“非制度化政治參與”的關系。二元Logistic模型整理后可簡單表述為:
按照以上的研究設計,我們首先對自變量的測量題目進行探索性因子分析,以將11個觀測變量濃縮為幾個關鍵變量,從而進行假設檢驗。探索性因子分析所采用的方法為主成分分析法(Principal component analysis),所有因子載荷系數為最大方差法(Varimax)正交旋轉后的得分,要求特征根值大于1、最大因子載荷量大于0.5、解釋方差變異的累計數高于60%。在信度檢驗中,主要考察Cronbach’s Alpha系數。探索性因子分析的結果如表2所示(P93)。

表2:探索性因子分析結果
總體而言,探索性因子分析的結果較為理想。KMO值為0.78,超過了0.7的臨界標準;所有測量題目的因子載荷數均超過0.5;3個因子的方程累計貢獻率為70.77%,這表明原有變量的信息丟失較少。制度設計、社會支持、參與實踐3個變量的Cronbach’s Alpha系數分別為0.866、0.79、0.877,雖然社會支持變量對應的系數小于0.8,但仍然在可以接受的范圍內。這些情況表明,本研究所列相關題目對制度設計、社會支持和參與實踐3個變量的衡量有較好的效度和信度,可以保證后續模型的解釋力。
主要變量的描述性統計見表3。從比例上看,雖然城郊地區是矛盾的集中地,但大多數居民仍然不會選擇非制度化的政治參與,有過非制度化政治參與經歷的只占樣本總數的9.4%,但考慮到非制度化政治參與的負面影響巨大,這一行為仍然需要引起高度重視。其他指標中,未就業人口占1.2%,說明城郊地區就業狀況較好;男性只占29%,低于女性,這主要與城郊農村“空心化”有關,也與本次調查主要在暑期進行、進城務工男性未返鄉有關;外地戶籍的占26.1%,這與城郊地區房租便宜、較多外來務工人員租住有關。受教育情況中,未受教育的占3.7%,小學的占35%,中學的占50.5%,大專及以上的占10.8%,呈橄欖球形分布。此外,農業戶口占98.5%,非黨員占88%,漢族占93.2%,年齡取值范圍為16-76歲,平均年齡約41歲,家庭人均月收入取值范圍為976-2800元,平均月收入約1992元,這與所調查地區的總體情況基本一致。以上情況表明,本研究樣本數據的分布較為均衡,具有代表性。

表3:主要變量的描述性統計分析(N=663,比例:%)
本研究利用SPSS20.0對663個樣本數據進行分析,所用方法為直接代入法,其中受教育情況被設置為分類協變量,參照類為“大專及以上”。結果顯示,回歸模型的卡方值為50.218,自由度為14,對應的P=0.000,-2LL值為320.656,H-L檢驗的卡方值為10.306,p=0.244>0.05,這表明模型很好的擬合了數據。由于模型中自變量較多,因此本研究利用回歸模型對自變量的多重共線性問題進行了檢驗,回歸結果顯示所有自變量的VIF指標都小于10,這表明自變量間不存在多重共線性問題。各變量的相關檢驗結果見表4。
在控制了其他變量的情況下,制度設計、社會支持和參與實踐對非制度化政治參與的影響顯著。具體而言,制度設計的系數為-0.287(p<0.05),這表明制度設計越完善,城郊居民非制度化參與的概率就越低,假設1得到驗證;社會支持的系數為-0.351(p<0.05),這表明居民獲得的社會支持越好,其非制度化參與的概率就越低,假設2得到驗證;參與實踐是負向賦分,其系數為0.364(p<0.05),這表明居民制度化參與實踐的感知越差,非制度化參與的概率就越高,假設3得到驗證。此外,就影響力而言,在不考慮其他因素的情況下,參與實踐感知的好壞最容易影響城郊居民非制度化政治參與行為,而制度設計的影響最小。
在控制變量中,就業情況、政治面貌和人均月收入對城郊居民非制度化參與行為的影響是顯著的。具體而言,未就業的居民更容易選擇非制度化政治參與(B=1.968,P<0.05)。這是因為,未就業的居民沒有穩定的收入來源,往往缺少政治參與的能力,因而更傾向于用非制度化的方式謀取利益;非黨員的居民選擇非制度化參與的概率較高(B=1.141,P<0.01)。這主要是因為黨員是政治地位的一種標識,具有黨員身份的居民往往處于體制內或經常接受黨組織的教育,有規范正常的參與渠道和相對謹慎的政治態度,因而選擇非制度化政治參與的概率就比非黨員居民低;居民月均收入越高,選擇非制度化政治參與的概率就越低(B=-0.071,P<0.01),這與學界絕大多數的研究結果相契合。收入越高,意味著從體制內獲得收益的機會越多,選擇非制度化政治參與的可能性則會得到更好的抑制。年齡、民族、性別、受教育情況、戶籍所在地及性質對居民非制度化政治參與的影響不顯著,這與城郊這一特定區域有關。此外,就整體而言,居民經濟社會指標比人口統計學指標對非制度化政治參與行為的影響更為顯著,這反映了非制度化政治參與具有很強的社會性,居民與社會互動所形成的關系狀況更容易影響其行為方式的選擇。

表4:城郊居民非制度化政治參與的邏輯回歸結果(N=663)
由上文的實證分析可知,城郊作為新型城鎮化的特殊地帶,其居民的非制度化政治參與行為是多種因素共同作用的結果。具體而言,有以下四條結論:一是合理、完善的制度設計,可以抑制居民的非制度化政治參與行為。制度規則缺失或失范的地方,公民參與的前景就暗淡。良好的參與渠道、優質的信息溝通、參與權利的保障以及參與過程中沖突的化解機制都是消弭居民非制度化參與的有效措施。二是充分、有力的社會支持,可以抑制居民非制度化政治參與行為。這就意味著,居民獲得充分有力的社會支持時,一般不會使用非制度化參與方式,因為個體所擁有的社會資本足以保證其利益訴求的實現。三是居民失敗的制度化參與感知,容易引發非制度化政治參與。當制度化參與實踐失敗時,居民便會更多地關注個人利益,并對政府的行為以及制度化參與的價值產生懷疑,從而轉向非制度化政治參與。四是相較于年齡、性別等變量,就業情況、政治面貌、收入狀況等居民經濟社會特征更容易影響其非制度化政治參與方式的選擇。
基于上述結論,本研究認為,政府部門在制定消弭和避免城郊居民非制度化政治參與政策時,要著眼于以下四個方面:其一,完善政治參與制度。擴大城郊居民的話語權,建立完善的參與制度,并通過有效的溝通機制和責任劃分機制來保證制度的有效實施。其二,營造良好的社會氛圍。傾力構建公民文化,將法治、平等、互信、互助的理念滲透到日常生活中,為保障居民合法權益打造豐富的社會資本場域。其三,推動政治參與實踐。當制度化政治參與獲得成功時,居民對政府的信任感和滿意度都會得到提升。有鑒于此,政府部門應通過有效的平臺和政策,引導和激勵居民開展制度化政治參與實踐,使其避免非制度化政治參與。其四,促進經濟社會包容性發展。在貧富差距懸殊的社會中,社會經濟地位低者更容易采取激進的手段表達意愿。因此,只有大力推進以人為本、包容性發展的新型城鎮化,使城郊居民擁有更加公平的發展機會,改善社會經濟地位,才能真正實現居民政治參與的制度化、程序化和規范化。
[1]謝寶富:《中國城鄉結合部地區政府管理體制創新初探——以北京市城鄉結合部為例》,《政治學研究》2010年第1期。
[2]劉玉俠,方森君:《城鎮化中農業人口非制度化政治參與分析》,《浙江社會科學》2014年第2期。
[3]陳云松:《互聯網使用是否擴大非制度化政治參與——基于CGSS2006的工具變量分析》,《社會》2013年第5期。
[4]汪玉凱:《群體性事件高發的原因和對策》,《時事報告》2009年第11期。
[5]于建嶸:《誘發群體性事件的最大陷阱》,《人民論壇》2012年第12期。
[6]Thomson A.M.,Perry J.L.,&Miller T.K.Conceptualizing and Measuring Collaboration[J].The Journal of Public Administration Research,2007(19).
[7]張書維,王二平,周潔:《相對剝奪與相對滿意:群體性事件的動因分析》,《公共管理學報》2010年第3期。
[8]應星:《“氣場”與群體性事件的發生機制——兩個個案的比較》,《社會學研究》2009年第6期。
[9]約翰·克萊頓·托馬斯:《公共決策中的公民參與》,孫柏瑛,等,譯,中國人民大學出社2013年版。