國家治理視域下互聯網使用與個體制度化政治參與的關系

孫瑞佳 陳若凡

摘要：互聯網治理是國家治理現代化的重要組成部分。個體制度化政治參與程度與互聯網使用密切相關，亦是互聯網治理的關鍵環節。本文基于中國綜合社會調查（CGSS）2015年度的調查數據，以調查對象參與村（居）委會選舉這一指標為依托，使用量化研究方法論證互聯網使用與個體制度化政治參與之間是否存在相關關系，并尋找個體政治滿意度在其中所起到的中介作用。調查發現，互聯網使用程度負向影響個體制度化政治參與水平和個體政治滿意度，同時，政治滿意度在互聯網使用對政治參與的關系中起部分中介作用。公共部門將制度化政治參與納入國家治理范疇，推動互聯網規范使用，具有必要性與迫切性。

關鍵詞：治理能力；制度化政治參與；互聯網；中介作用

中圖分類號：D621.5；G206文獻標識碼：A文章編號：2095-5103（2021）11-0036-06

一、引言

2016年4月，習近平總書記在網絡安全和信息化工作座談會上發表重要講話，提出要“推動我國網信事業發展，讓互聯網更好造福人民”[1]。該提法佐證了互聯網治理過程中所必須堅持的人民主體地位，即使互聯網的發展成果在全方面各領域為人民所共享。這一以人民為中心的互聯網治理理念也反映在政治生活場景中。

隨著互聯網的快速發展，以電子政務為代表的新型治理方式層出不窮，為政治生活發展提供了新機遇，也帶來了新挑戰。一方面，新型政務服務平臺的搭建使人們獲取政治信息以及與政府部門進行溝通更加便捷，降低了政治參與成本；另一方面，紛繁復雜的網絡信息易導致負面輿論與非理性情緒的滋生與傳播，對人民增強對政府的信任并擴大政治參與起到一定的負面作用。互聯網與政治參與的關系研究一直是互聯網治理研究的重點領域，本文著眼于個體制度化政治參與這一議題，探求其與互聯網使用的關聯。

對于互聯網使用與個體制度化政治參與間存在的內在影響機制，本文引入政治滿意度作為中介變量予以分析，將政治滿意度作為互聯網使用與政治參與的中介變量，將研究納入政治心理學的分析框架，以期厘清互聯網使用對個體制度化政治參與的具體作用。

二、文獻綜述與假設提出

雖然互聯網的普及大幅度降低了人們獲取政治信息的成本，拓寬了政治參與的渠道，但多數研究者依然對將互聯網作為推動公民有序政治參與的主要方式持保守意見，他們認為，互聯網使民眾獲取信息的成本降低，良莠不齊的互聯網信息容易對民眾態度產生“助燃作用”，會擴大線下的游行、集會等非制度性政治參與活動[2]。孟天廣等[3]人研究發現，互聯網介入可以分為個體性介入和集體性介入，互聯網普及本身并不會自動帶來民主，個體性互聯網介入反而具有負面影響或者無影響。這些研究表明，雖然互聯網的使用可以豐富政治信息獲取渠道、增強民眾與政府的有益互動，但是互聯網上的負面信息容易干擾個人判斷，阻礙個體的制度化政治參與。因此，本文提出如下假設。

H1：互聯網使用程度與個體制度化政治參與呈反向變化。使用互聯網程度越高，個體制度化政治參與程度越低。

在假設H1中，我們假設互聯網使用會對個體制度化政治參與帶來一定的負面影響，并使用歸因理論對其負面影響進行進一步解釋。歸因是對主客體表現和發生原因所進行的推理與判斷過程，在推動人們探究事情發生背后的原因時，又會對個體的態度產生一定影響[4]。個體使用互聯網的時間越長、瀏覽的信息越多，越有可能接收真假難辨的負面信息。這些信息通常圍繞某些社會特定現象或者社會熱點事件產生。如果將范圍縮小到政治信息，當個體接收過多的互聯網政治信息時，容易發生信息超載，一方面嚴重影響上網者的情緒，另一方面也會引發上網者關于“為什么會有這么多的負面信息？”的思考。當個體依據真偽不明的網絡政治信息來進行歸因時，其對制度化政治參與的承擔者——公共部門的印象便會大打折扣，對公共部門工作的認同也有所降低，政治滿意度被削減。因此，通過歸因理論，可以推知假設H2.

H2：互聯網使用負向影響個體政治滿意度。使用互聯網的程度越高，個體政治滿意度水平越低。

當個體的政治滿意度在互聯網使用程度的影響下發生變化后，態度上的變化會反映在行為中。我們可以依據計劃行為理論[5]中“行為態度-行為意向-實際行為”路徑來解釋政治滿意度如何影響政治參與行為，當個體的政治滿意度降低時，對公共部門的公信力感知降低，對其產生一種“抗爭性”情緒。在這種對抗性情緒的影響下，個體想要通過體制內的渠道來參與政治活動的意向下降，此時公共部門在個體看來是不可信任的、有問題的。當參加活動的意向下降時，參加活動的實際行動就更難付諸實踐。因此，可以得到假設H3。

H3：個體政治滿意度正向影響個體制度化政治參與。政治滿意度越低，制度化政治參與的程度越差。

上述討論分別分析了互聯網使用程度與個體制度化政治參與行為之間、互聯網使用程度與個體政治滿意度之間、個體政治滿意度與個體制度化政治參與行為之間的關系。因此，可以以此為基礎，得到假設H4。

H4：個體政治滿意度在互聯網使用與個體制度化政治參與中發揮部分中介作用。

三、研究方法

（一）樣本基本情況

本文所使用數據來自中國人民大學調查與數據中心2015年的“中國綜合社會調查（CGSS）”。該調查采用多階分層抽樣，覆蓋全國各省市自治區的10000多戶家庭，具有全國性、綜合性。2015年的CGSS原始數據有效樣本規模為10968份。本文在對互聯網使用、個體政治滿意度、個體制度化政治參與所在條目進行篩選后，獲得有效樣本9489份（有效率為 86.5%）。

（二）變量測量

1.預測變量

互聯網使用主要考察個體對互聯網的使用情況，采用CGSS2015問卷A28題中的“過去一年，您對以下媒體的使用情況”進行衡量，采用5點計分法，從“1到5”分別表示“從不”到“非常頻繁”，得分越高表示對互聯網的使用程度越高。

2.結果變量

政治參與主要考察個體參與制度化政治活動的程度，采用CGSS2015問卷中A44題的“上次居委會/村委會選舉，您是否參加了投票”進行衡量，選項包括“是”“否”與“沒有投票資格”。依據居委會/村委會選舉情況可知，沒有投票資格的個體完全無法參與選舉投票，制度化政治參與程度最低；擁有投票資格卻沒有參與選舉的個體自動放棄了權利，政治參與程度其次；擁有投票資格且參與選舉投票的個體具有參與意識，政治參與程度最高。因此，依據政治參與程度對三個選項進行重新編碼，“是”與“沒有資格投票”分別對應“2到0”，得分越高表示政治參與程度越高。

3.中介變量

個體政治滿意度主要考察個體對于政治生活的滿意程度，包括對公共部門職能履行的滿意程度等多個維度，采用CGSS2015問卷中的B16題的“我們想了解一下您對政府所提供的下面公共服務的滿意度如何？如果0分代表完全不滿意，100分代表完全滿意，您分別給打多少分？”進行測量，包括“公眾教育、醫療衛生、住房保障、社會管理、勞動就業、社會保障、低保與基本社會服務、公共文化與體育、城鄉基礎設施”九個維度；對于政治滿意度變量的得分計算，采用九個維度加總后取均值的方式獲得，得分越高表示政治滿意度越高。基于數據，政治滿意度的Cronbachsα信度系數為0.93。

（三）統計分析策略

本文采用SPSS19.0進行數據管理和統計分析，對于獲得的9489份有效數據，首先檢驗測量的信度與效度，并且對互聯網使用、個體政治滿意度與個體制度化政治參與的人口統計學指標進行描述統計分析，然后本文構建回歸方程驗證“互聯網使用—個體政治滿意度—個體制度化政治參與”之間的中介效應。值得注意的是，本文采用溫忠麟團隊[6]的中介效應檢驗方法，將各變量間的相關關系使用下列方差組進行描述：

（1）：y=c^x+e1

（2）：m=a^x+e2

（3）：y=c^x+b^m+e3

第一步做y對x的回歸，檢驗c^是否顯著；第二步做m對x的回歸，檢驗a^是否顯著；第三步做y對m和x的回歸，檢驗b^與c^的顯著情況（x為預測變量互聯網使用，y為結果變量個體制度化政治參與，m為中介變量個體政治滿意度）。

四、結果與分析

（一）描述統計分析

對變量進行描述性統計分析，變量年齡有男女兩個取值，均值為1.53，標準差為0.499；變量年齡是用當年年份減去出生時間表示，平均年齡約49.94歲，標準差為16.93；變量民族依據出生血緣，大部分問卷參與者為漢族，標準差為1.375；變量學歷表明接受教育的程度，平均受教育程度為職業高中，標準差為3.172；變量收入測算經濟水平，以年為單位，年平均收入為3萬多元，標準差較大；變量政治面貌測量政治狀況，均值為1.38，標準差為0.936；變量互聯網使用測量互聯網使用程度，均值為2.42，標準差1.65；政治滿意度測量個體對公共部門的滿意程度，滿分100分，平均分數為70.42分，標準差為13.11；政治參與測量個體對制度化政治活動的參與程度，均值為1.43，標準差為0.567。

（二）核心變量相關分析

對變量之間的相關性進行統計分析，結果顯示：互聯網使用與政治滿意度、政治參與意愿之間存在顯著負相關；同時，政治滿意度與政治參與之間存在顯著正相關。此外，人口學變量中的部分指標（如性別、年齡、民族、學歷、收入、政治面貌等），也與核心變量之間存在一定的關聯性，需要在后續的分析中進行控制。

首先，檢驗互聯網使用對個體制度化政治參與程度的直接影響，從表1的模型一中可以發現，在控制了如性別、年齡等人口學變量之后，互聯網使用水平對個體制度化政治參與程度具有一定的負向影響（β=-0.113，p<0.01），這表明當人們對互聯網的使用程度日漸加深，從互聯網上了解的信息越發魚龍混雜，會降低人們的個體制度化政治參與行為，假設H1被證實，同時c^被證明顯著。

其次，檢驗互聯網使用對個體政治滿意度的影響，從表1的模型二中可以發現，在控制了人口學變量（如性別、年齡等）后，互聯網使用水平對個體政治滿意度具有負向影響（β=-0.081，p<0.01），這說明當人們對互聯網的使用程度日漸加深，獲得政治信息的門檻變低，負面或者不實政治信息的傳播會降低人們的政治滿意程度，假設H2被證實，同時a^被證明顯著。

表1中模型三檢驗互聯網使用和政治滿意度對政治參與水平的影響，從模型三的數據中可以發現，個體政治滿意度正向影響了個體制度化政治參與程度（β=0.089，p<0.01），這說明個體政治滿意度程度越高，政治參與的水平越強，假設H3被證明。b^與c^均顯著，假設H4得到證明，中介效應顯著。

五、討論與總結

（一）結果討論

本文通過對CGSS2015中9489份樣本數據的分析，探究了互聯網使用程度對個體制度化政治參與程度的影響以及政治滿意度的中介作用。研究表明：互聯網使用程度負向影響個體制度化政治參與水平，使用程度越深，制度化政治參與程度越差；互聯網使用程度負向影響個體政治滿意度，使用程度越深，政治滿意度越低；個體政治滿意度正向影響個體制度化政治參與程度，政治滿意度越高，制度化政治參與越積極。同時，政治滿意度在互聯網使用對政治參與的關系中起部分中介作用。

進入互聯網時代后，互聯網對政治生活的影響一直是學者們爭論的焦點。研究表明，互聯網使用程度會負向影響個體政治滿意度與個體制度化政治參與，側面驗證了對使用互聯網進行政治參與持保守態度的學者們的結論，即互聯網使用在降低信息獲取成本后帶來了一定的負面影響[7]，這一結果的發現與前人使用量化方法研究互聯網使用與非制度化政治參與間關系所得結論具有一定程度的差別，是對互聯網使用研究的有益補充。除此之外，本文引入個體政治滿意度來解釋互聯網使用與個體制度化政治參與的內在機制，并證明個體政治滿意度確實存在部分中介效應。既往研究多是單純研究互聯網使用與政治參與之間的關系，或者對互聯網政治參與現象進行闡述[8]，沒有試圖探究態度在負向關系中扮演的角色，因此，本文對政治滿意度的討論是對以往研究的有效增益。

（二）實踐啟示

一是將個體制度化政治參與治理納入國家治理范疇具有必要性與迫切性。在互聯網時代，民眾的制度化政治參與所受的負面沖擊有時大于正面影響，需采取措施或進行變革抑制個體制度化政治參與水平的下降。

二是從側面反映出將個體制度化政治參與程度作為衡量國家互聯網治理能力的重要指標具有可行性。實現國家治理評估體系指標化是國家治理現代化的重要一環，有助于人們判斷治理績效，查缺補漏，并為國家治理相關改革指引方向[9]70-71?；ヂ摼W治理由于存在于虛擬空間，許多治理項目多體現為概念性特征而缺乏經驗層面的操作性，將個體制度化政治參與程度作為互聯網治理評估的重要指標，實現治理能力提升的數據化與可視化，有助于打通概念與現實之間的橋梁，為互聯網治理提供一個明確路徑與方向。

最后，要警惕互聯網發展帶來的負面作用，清朗網絡風氣。研究結果佐證了互聯網在政治生活場域中所具有的負面效應。互聯網下的信息共享加速了負面輿論與非理性情緒的產生與傳播，容易引起網民與公共部門的對立與隔閡，不利于塑造政治信任并擴大制度化政治參與。因此需要著眼于清朗網絡風氣，構建良好的互聯網生態，維護國家網絡安全。

參考文獻：

[1]習近平.在網絡安全和信息化工作座談會上的講話[N].人民日報，2016-04-26.

[2]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[J].社會，2013，33（5）.

[3]孟天廣，季程遠.重訪數字民主：互聯網介入與網絡政治參與——基于列舉實驗的發現[J].清華大學學報（哲學社會科學版），2016，31（4）.

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[6]溫忠麟，張雷，侯杰泰，等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，2004（5）.

[7]張鳴春.網絡政治參與群體極化的消極效應及其防范[D].吉林大學，2015.

[8]孟楨.網絡政治參與治理研究[J].河南社會科學，2013，21（9）.

[9]燕繼榮.中國現代國家治理體系的構建[M].北京：社會科學文獻出版社，2018.

責任編輯：羅鈺涵