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媒介使用对中国居民政府信任的影响研究 胡荣 摘要: 以往关于中国居民政府信任的研究中, 大众传媒作为影响政治信任的一个重要因素,还未得到研究者的重视。 本研究运用中国综合调查数据( cgss2010),从媒介使用的视角分析中国城乡居民政府信任的影响因素。研究结论表明: 居民的媒介使用行为会对政府信任产生一定的影响,使用新兴媒体显著地降低了居民对政府的信任,而使用传统媒体在很大程度上能增加对政府的信任。在中国的传媒语境下,城乡居民的不同类型媒介使用行为对不同层级政府信任的影响效应具有差异性。 关键词: 大众传媒;媒介使用;政府信任 政治信任作为连接公民个体和政治系统之间互动的纽带,它反映了一个国家或地区的政府执政的合法性,对于民主社会的形成、运作具有重要的规范意义和实践意义。 1970 年代以来,西方各国普遍遭遇公民对政治的信任危机,直接推动了西方学者从学理上关注 与探讨政治信任及相关问题,这也促使政治信任研究逐渐发展为一个独立的知识领域(上官酒瑞、程竹汝, 2009)。 近年来,政治信任研究逐渐扩散至新兴民主国家或威权政体如东欧后共产主义、东亚儒家社会国家。伴随着当代中国的社会结构转型, 中国居民政治信任也发生了 一定的变化,加之受到西方学者对政治信任研究的启发,因此国内学界对政治信任问题的研究也持续升温。 学界试图通过不同路径对政治信任危机现象作出解释,探究政治信任的来源以及影响因素。其中西方学者在 1970年代末便开始关注到传媒对政治信任的影响,迈克尔 ﹒ J﹒罗宾逊开启研究先河,借用“媒体抑郁症”的术语探讨了媒体的新闻报道和政治犬儒主义的关系( Robinson, 1976) ,随后国外一些政治信任的研究中也印证了传媒对政治信任具有重要影响( Patterson, 1994;Norris,2000)。但在当前有关中国的政 治信任研究中,传媒作为影响政治信任的一个重要变量,还未得到研究者的重视。 由于传媒在现代社会中扮演的角色不同,对公众的政治信任会产生不同的影响。与在西方民主社会发展起来的受商业力量主导的传媒体制不同的是, 长期以来,中国的传媒受到政府的审查制度的严格监管, 因此媒体的最重要功能是服务于国家的政治要求,部分媒体甚至被视为政府机构在社会宣传领域的延伸。伴随着改革开放市场化的驱动,我国的媒体生态正在发生急剧转型。尤其是新兴媒体的广泛运用,使之逐渐成为民众了解、交流、表达政治观点和付诸政治行动的重要平台。在中国媒体市场化 转型以及新兴媒体迅猛发展的背景下,居民的媒介使用行为将会对其政治信任态度产生怎样的影响 ?因此本文运用中国综合调查数据( cgss2010),选取政治信任中的一个重要维度即政府信任作为因变量,探讨探讨城乡居民的媒介使用与政府信任水平之间的关系 。 一、 研究背景和问题的提出 政治信任是指 公民基于理性思 考、实践感知、心理预期等,对于政府或政治系统将运作产生出与他们的期待相一致的结果的信念或信心( Easton,1965;Miller,1974; Crtrin,1974; Hetherngton,1998) 。政治信任作为一种政治态度,它是一个多元结构的统一,包含了民众对共同体、政治制度、政治绩效、机构和领袖的态度( Blind,2007)。李连江认为政治信任有两个重要维度。一个是对现任政府以及在任政治权威的信任,一般称为政府信任;另一个是对政府体制和政治制度的信任,一般称为政体信任或政制信任(李连江, 2012)。本文只讨论政府信任这个维度。 (一)政府信任:制度主义视角和文化主义视角 关于政 府 信任的起源和影响因素 , 西方理论界历来存在着两种不同的分析视角 。一种是以科尔曼、达斯古普塔以及哈色林顿为代表的制度论者。 一 种是与制度论者相对应的,以阿尔蒙德与维巴 、 英格尔哈特 、 帕特南 、 福山等为代表的文化论者 。 制度主义的解释路径认为政 府 信任源于政治领域,是人们对政府行为 可信度的一种理性评估( Newton, 2001) 。 政 府 信任的起源被限定于政治领域 , 以理性选择理论为基础,关注政府绩效对政 府 信任的影响,这也是早期政 府 信任研究的重要特点。政府绩效包括政治方面、经济方面和社会文化方面的绩效。其中 , 政治绩效包括很多方面 , 例如一些重大的政治事件、政治制度、自由、公平、政治透明度等等。公民对现任领导、政治机构与政府制度的期望、态度和评价对于信任水平来说也是很关键的 (Chanley et al., 2000;Citrin& Green, 1986;Citrin & Luks, 1998;Craig, 1993;Erber& Lau, 1990; Feldman, 1983;Hetherlington,1998;Miller& Borrelli, 1991;Williams, 1985)。 经济绩效主要包括两方面内容 , 一是国家的宏观经济绩效 , 二是个人的经济状况。有的学者强调政 府 信任受国民经济和公众对经济的评估的影响,而个人的经济状况也在很大程度上影响公众对国家经济能力和政治能力的判断。公众对经济状况评价的改善则会增进人们对政府的信任。 (Citrin& Green, 1986;Citrin& Luks, 1998;Feldman,1983;Hetherington, 1998;Miller& Borrelli, 1991; Miller, 1983)。此外,社会财富的分配是否公平也被认为是影响政治信任的重要因素之一 (Lee& Glasure, 2002;尤斯拉纳 , 2006)。 但英格尔﹒哈特对 41个国家的资料分析指出 , 对现行民主政体的长期稳定来说,民众对特殊政治制度和精英的信任并不十分重要。因为对政治制度信任的下降也可能是公民对于信任条件变得越来越老练的一个标志,而民主政体的稳定源于其他社会文化因素 (沃伦 , 2004)。 文化主义视角强调的是 人 们对于政治体系的信任主要来自于政治制度之外的因素 , 或者说来自于长期内化于文化规范的一套信仰,其影响因素包括微观的个体社会化经历、宏观的民族文化与价值观、社会资本等。由此,对政治信任的解释慢慢走出政治领域 , 而进入到宏大的社 会领域 (熊美娟, 2010)。 社会化理论认为,强调公众的政治信任源于社会化的经历,认为政治价值观和信念是习得的( 尤斯拉纳, 2006) 。一些学者十分关注政治效能感对政治信任的影响, 阿伯巴克和沃克把个人特征的项目和政治效能感的项目进行对比之后发现,相比于对他人的信任,政治效能感对政治信任的影响最为重要( Aberbach&Walker,1970)。 上世纪五六十年代, 阿尔蒙德和维巴 提出政治文化概念和公民文化理论,在对美、英等五国调查的基础上发现民主结构的稳定必须与相应的公民文化相匹配,不同国家的政治文化差异很大,公民与政府之间的信任关系也极为不同。比如,意大利的政治文化图景是疏远政治、社会隔离和互不信任,相反,政治领域中人们之间的信任与合作态度在美国和英国就比较常见( Almond&Verba,1963)。 学者史天健对台湾和中国的政治信任做了对比研究 ,发现它们价值取向的不同基本解释了它们之间政治信任的不同 (Shi, 2001)。 在经济社会现代化的背景下,不少学者也探讨了公众价值观念的转型 与变迁对政府信任的影响。 英格尔﹒哈特在研究中发现, 长期经济增长的社会环境塑造了具有后物质主义或自我表达的价值观的公民 ( Inglehart, 1990; Inglehart, 1997) 。拥有 这样的价值观的公民倾向于怀疑 、 批判政府,对政府的信任度较低 ( Inglehart& Welzel, 2005)。这与诺里斯的 “ 批判性公民 ” 的论述相一致( Norris,1999)。 1980年代以来社会资本被引入政治学领域,推动政治信任研究的深入 。 在帕特南对意大利的研究中 ,他将社会资本定义为普通公民的民间参与网络 ,以及体现在这种约定中的互惠和信任的规范( Putnam,2001)。诺里斯指出,社会资本可以从非政治社会互动中发展出政治后果 ( Norris,2002) 。在帕特南的研究中,公民的社团参与行为 促进了公共精神,增进了利益表达和利益集结, 提升了地方政府的运作绩效和公众的政府信任 ( Putnam,2001) 。国内的学者亦采用不同方式对社会资本进行操作化,进一步印证社会资本对政府的影响。较有代表性的分析有胡荣等人 将各种社团参与形式用因子分析法区分为“业缘社 团因子”和“地缘社团因子”,研究结果却发现仅有“业缘社团因子”对政府信任具有显著性负向影响(胡荣、胡康、温莹莹, 2011)。高勇引进了个体与城市两个分析层次,通过辨析了社区参与、社会组织参与这两种不同的参与形式和政府信任之间的因果机制差异,在每个城市内部,社区参与行为与政治信任具有密切关系,而社会组织参与行为却对政治信任不产生影响。但在各个城市之间进行比较却得到了与之完全相反的结论。这也说明了看似相关模式的背后却隐含着截然不同的内在动力机制(高勇, 2014)。 不过,更为重要的是社会资本理论中发展出社会信任的论述,社会信任被很多学者认为是预测政治信任的一个重要指标 , 但目前就 社会资本与政治信任关系的认识仍存在分歧。秦斯和库珀对欧洲和美国的研究中发现,人们越是相信一般其他人,他的政治不信任就会越少 (Schyns& Koop, 2010)。可见高度的社会信任有助于产生社会合作,促进了政府的良好运作( Putnam, 2001) , 政府良好的治理结果又导致普遍信任,增强人们对政府的信任( Brehm&Rahn, 1997) 。但也有一些研究却对这样的结论提出了质疑 。 牛顿 认为,良好社会资本蓄积是有效政治系统的前提条件,但高水平的社会资本不必然产生高水平的政治信任( Newton, 2001)。 金检验了南韩社会资本和政治信任之间的关系 , 研究发现参与社团活动、社会信任都与政治信任和选举活动并不相关 (Kim, 2005)。 近期的研究日益走向两个视角的融合,一些学者在研究中亦发现,制度主义的 “ 绩效论 ” 和文化主义的 “ 社会资本论 ” 并不互相排斥,而是相互补充(马得勇, 2007)。政府绩效对政府信任的影响更为直接迅速,而社会文化因素 对政治信任的影响更为间接,其影响机制和后果更为复杂。社会文 化种种因素作为政治生活中的重要背景, 在某种意义上讲,社会资本的影响比政府绩效的影响更有力, 因为政府信任的长期走势根本上是由社会资本因素推动的( keele, 2007), 其存量和积累也密切关系到政治体制的有效性和政府信任的建设。近年来, 中国学者尝试融合这两个视角来探究中国居民的政府信任的影响因素,以此来验证、修订或补充西方学界的结论。胡荣等人在对中国城市居民的政府信任的研究中得出,社会资本和政府绩效对城市居民政府信任的影响均是积极正面的 (胡荣、胡康、温莹莹, 2011) 。肖唐镖、王欣在影响农民政治信任变迁的追踪 调查中发现,政府绩效、公共政策对农民政治信任的变迁具有重要作用,农民个人的政治效能感、传统政治文化价值观对政治信任提升也起着积极的推动作用(肖唐镖、王欣,2010)。 游宇与王正绪的研究认为, 中国 公 众 的 政 治 信 任来源具有明显制度主义特征,但 文化主义解释因素的作用也在逐渐增强 (游宇、王正绪, 2014)。 (二) 媒介使用 和政府信任 政府信任来源于民众对个体利益、政府绩效及政治合法性方面的认知和感 知(Verba&Orren,1985;Garment,1991;Orren,1997;Chanley,Rudolphand&Rahn,2000)。这种感受和认知的形成并不一定完全来自个体与政治系统的直接互动,也可能来自中介因素的影响。随着大众传媒的兴起和蓬勃发展,大众传播媒介有了更大的影响力,成为现代民众获取政治信息、形成政治认知的重要来源。 Dunleavy与 O’Leary 在讨论国家与媒介关系时指出,媒介在国家多元论中扮演关键角色,使得民众对政治的了解可以透过传播媒介,而非直接从政治人物、政党、政府这些方面了解。媒体发挥着向民众传达各种公职竞争者的立场观点,报道和评价当前政府的政策实际运作状况的功能( Fiss,1996)。由此 可知,大众传媒反映了一种调节个人与社会关系的社会控制体制( Siebert& Peterson& Schramm,1956),尤其扮演了政治系统和社会公众沟通的重要桥梁角色。在民主政治下,作为 “ 第四权 ” 的传播媒介经常被视为形塑当代政治的重要因素,西方学者很早便关注到媒介使用对民众政治态度的形成和变迁的作用。 当前 关于媒介使用 和认知对政府信任的影响研究主要分为三种理论取向。第一种理论取向是由 迈克尔 ﹒ J﹒罗宾逊提出的“媒体抑郁论”,即现代传媒使民众形成了负向的政治态度,如政治冷漠、政治疏离、政治犬儒主义、政治不信任等。“媒介抑郁论”是在考察电视媒体与政治态度的关系的基础上得出的,罗宾逊认为因为媒介商业化的竞争促使电视新闻集中在负面报道上,尤其针对政府部门和政治人物的批判和政治丑闻的曝光,强化了民众的政治不满和政治冷漠,从而降低民众对政府的信任 ( Robinson, 1976) 。帕森斯也通过对媒介内容的纵贯研究指出, 新闻工作者主要集中报道竞选策略 、 个人特征和政府失败,把民众的注意力聚焦在政治冲突的部分,这使得民众对政府官员和政府机构产生不信任和嘲讽的倾向 ( Patterson, 1994) , 从而进一步印证了罗宾逊的“媒介抑郁论”假说。 第二种理论取向不同于前述理论的观点, O’Keefe 检验了罗宾逊的 “ 媒体抑郁论 ” 假说,却得出相反的结论。 在他看来,媒介使用有助于民众形成对政府系统的正面态度。观看电视节、阅读报纸和均和政治支持有着密切联系 ( O’Keefe ,1980) 。 Becker和 Whitney 也强调报纸阅读和政府信任存在一种积极正向的关联(Becker& Whitney,1980)。最具有代表性的是诺里斯提出的 “ 良性循环论 ” ,该理论认为媒介在发展民众认知、推进公民参与的过程中可以发挥其正面的力量。诺里斯指出,对当代民主国家中的民众而言,媒介是重要的信息来源,民众的政治兴趣、政治知识、政治涉入感同媒介使用之间存在着良性循环,因此对新闻的关注并不会侵蚀民众对政治系统的支持水平。诺里斯通过对英国和美国的调查发现,电视消费和民众的政治兴趣、政治效能感、政治知识以及政府信任密切相关。在 1997 年英国选举期间,民众对政治新闻的高度关注引发了政党、政府信任的高涨( Norris,2000)。 第三种理论取向认为媒介是相对中性的角色,它仅仅是作为政治资讯的传输带。如果新闻对政治人物带有批判性,这不是因为媒介本身是负面的,而是因为他们报道的负面的事件,而且有可能媒介只是反映了民众正在波动的态度,这种态度并非媒介所创造。民众对政治丑闻的负面观感也会促进媒介报道那些增加对政治感到不信任的新闻。 Garment认为媒介内容是民众政治态度变动的起源也是结果( Garment,1991) 。 从上述梳理中发现,传媒对政府信任的影响关系较为复杂。当前对传媒方面的测量主要包括媒介 类型、媒介内容、受众媒体暴露程度、公众对媒介的信任程度等内容。研究者在相关变量的操作化过程中,所选取的测量内容有所差异,将可能会导致研究结果的不同,因此需要考虑到多样化的传媒变量对政府信任所产生的差异化影响(牛静, 2012)。 不同的媒介类型 的使用 对政府信任的 影响不同,但并非所有的媒介使用都会削弱政府信任。印刷媒介的使用和政府信任为正相关, Moy和 Pfau的研究中发现这是因为阅读印刷媒介会增进民众的政治专业水平,进而提升其对政府的信任。而电视新闻观看、广播收听与政府信任呈现负相关,这与电视、广播节目的内容中 经常曝光不为人知的负面政治新闻密切相关,这可能会降低政府行为的合法性,影响民众的政治认知 ( Moy & Pfau,2000) 。 一些学者选择从媒介内容的角度对传媒和政府信任关系进行研究。罗宾逊最早关注到关于电视竞选的报道对政府信任的负面影响,后来的学者亦从多个方面印证了罗宾逊的结论。例如新闻对竞选活动大篇幅地分析和评论取代了客观中立的报道,负面的政治竞选广告丑化对手,电视竞选辩论中对对方的恶意攻击等不礼貌行为,新闻和电视中对竞选的策略性框架的关注等都会扭曲民众对政治信息的正常接收,将可能导致民众的政治犬儒主义和政府信任的降低 (Kaid& Johnston,1991;Cappella&Jamieson,1996)。一些杂志型新闻节目、 广播政治谈话节目以及占据黄金时段的娱乐节目中 将报道内容集中在戏剧化的新闻上,尤其是关于犯罪、冲突、政治无能和腐败、性与丑闻,以及其他轰动性的事件上, 节目中多充斥对政治人物、政治机构、政治过程、政治和社会事件的消极负面的观点,这都可能涵化民众对政府的不信任 (Lichter et al.,1999)。 除了媒介类型和媒介内容,受众媒体暴露程度也是考察的重要变量。 Feldman通过对日本民众的研究发现 受众使用各种类型媒介的频率越高,越能提升其对政府机构和政治系统的信任 (Feldman,1995)。诺里斯的研究也得 出了同样的观点,在他看来,具备较强的政治兴趣以及较高的政治参与、政治信任的民众愿意花费更多的时间收看政治新闻,学习和了解政治知识,从而又进一步提升自身的政治参与和政府信任水平 ( Norris,2000) 。 Wilkins 和 Bates 在对政治转型背景下的香港民众的媒介使用和政治不信任的关系进行了研究,结果表明,民众经常收看电视,将会降低其对中国政府信任水平,因为香港的电视会播出针对中国政府的负面报道,影响了民众对政府的认可 (Wilkins&Bates,1995)。 针对媒介使用和政府信任关系的不同的研究结论,一些 学者讨论了影响民众媒介使用的条件因素,其中包括受众原先对媒介的信任因素。如果受众原先不信任媒介,那么他们媒介使用行为对政府信任就影响甚微,反之,若受众本身信任媒介,那么观看媒体新闻便能够显著提升其政府信任水平 (Miller& Krosnick,2000)。由此可见,媒介信任因素是影响受众媒介使用和政府信任关系的前提条件,只有原先信任媒介的这部分受众,他们的媒介使用行为才可能对其政府信任水平产生影响。 上述的种种理论和实证研究的结果,都是在西方媒体体制和政治背景下进行的研究。 在不同的政治和社会环境下,传媒所扮 演的角色不同,其对民众的政府信任也将可能产生不同的影响。因此在中国探讨媒介使用与政府信任的关系,需要对转型期的中国传媒语境进行说明。在建国之后,中国传媒本质上是一种 “ 组织 —— 动员 ” 型传播体制,国家通过制度规范,产权垄断,以及生产流程控制,将媒介信息生产加以政治化、组织化,使大众传媒成为宣传国家政策、动员民众支持、塑造民众政治态度和价值观的重要工具 (董毅, 2011) 。始于 上个世纪八十年代末期经济改革推动了传媒体制的市场化转型。媒体由过去的国家财政拨款转化为事业单位企业化管理,并逐步向企业过渡。为了契合市场的需要和受众的需求,媒体的数量剧增, 打破由党媒垄断的一体化的单一结构,媒体也由单一的宣传动员功能变为既满足宣传又兼顾信息传播、服务生活、提供娱乐等多种需要。20世纪 90年代末期,互联网已经成为了大众传媒,随之而来的新媒体的发展带动了传统传媒行业的理念、模式和宣传效果的变革。 21世纪初期,中国加入世贸组织更是加速了国内外传播行业的交流和融合。虽然市场力量推动了中国传媒的全面改 革,但大众传媒依旧被置于国家的严格监控之下。 媒体面向市场竞争的同时,又必须完成国家赋予 的宣传任务。国家仍通过垄断产权保持着对传媒行业的资源控制,一方面实行政府新闻出版署和中共党委宣传部门双轨制领导,确保对媒体审查与控制,如采用权力控制与技术封锁的手段对新媒体进行控制,另一方面严格限制国外传媒进入中国市场 (陈昌凤, 2009) 。 在中国传媒转型语境下进行的为数不多的相关实证研究中,研究者考察了市场化转型后传媒的政治宣传效果。史天健等人认为中国的新闻媒体对于民众的政府信任存在显著的负面影响,进一步说明后天安门时代 中国政府意图通过媒体的宣传来培育民众政治支持的做法并没有取得相应的成效 ( Xueyi Chen & Tianjian Shi, 2001) 。王正祥对大学生群体的研究发现,部分传统媒体的宣传教育依旧有效能够提升学生的政治信任,但网络媒体却对政治信任有负向作用(王正祥 ,2009)。董毅对农民工的群体的政治信任进行了研究,并得出结论认为,输出忠诚的政治宣传型报道对提升农民工的政府信任作用有限,因为当前基层民众的政治心理已经发生转型,尤其是年龄较大的农民工存在着政治冷漠与不信任的固化认知,因而会阻止正面宣传发挥作用, 可见革命时代的政治宣传难以达到预期效果,必须建立满足受众利益表达和尊重需要的利益表达机制才能有效提升政府信任 (董毅, 2011) 。随着新兴媒体互联网的广泛应用,一些学者关注到新媒体的使用对民众政府信任的影响。张明新等人指出在网上接触海外的媒介越多、网上参与公共事务越频繁的民众,其政治信任水平就越低。与新媒体相比, 传统媒体在“涵化”公众政治信任方面的功效极其微弱,体现出新媒体互联网对传统媒体政治传播效果的“挤迫效应” (张明新、刘伟, 2014) 。章秀英等人进一步考察了网络接触和政治信任的中介效应,研究发现,网络接 触负向影响政府绩效评价和威权主义价值观,正向影响政治效能感,进而间接影响政治信任。由于政府绩效评价和威权主义价值观的影响力度强于政治效能感,故网络接触对政治信任影响的总效应为负 (章秀英、戴春林, 2014)。可见新媒体的使用对政治信任的影响较为复杂、多元,尚需进一步澄清。 关于媒介使用对政府信任的效应, 尽管国内外的 实证研究并没有达成一致的结论,但大多数文献承认现代传媒在 有效形塑民众政治态度方面起到重要作用。通过对现有国内研究的梳理,发现这类研究仍然存在一些不足,至少在以下方面仍有提升空间:第一,忽视了不同区域 人群的差异性效应。目前采用具有全国代表性的大样本的实证研究多数只是分析媒介使用变量对政府信任的总体影响,这一类的分析是基于媒介使用的政治效应对于人群都是均质的假设之上。实际上,受到经济和社会发展差别限制,我国大众媒介使用存在着极大的城乡的地域差异。对于不同区域的人群,媒介使用影响政府信任的作用有可能是不同的。因此在厘清媒介使用对政府信任的总体效应的基础上,还应该区别其在不同区域群体中的差异性效应。第二,忽视了媒介使用对不同层级的政府信任的影响。近年来政府对地方性新闻的控制弱化,有关地方政府的负面报道屡见不鲜 。但中央层面依旧垄断性地控制了新闻传播对政治图像的输出,塑造了亲民和利民形象。在这种“上紧下松”的媒体管制情景下( Tang,2005),民众的媒体使用行为对不同层级的政府信任的影响很可能是不同的。 本文打算从媒介使用的视角来探讨影响中国城乡居民政府信任的相关因素。在媒介形式上,我们关注传统媒介和新兴媒介的影响。 本文重点探讨以下几个问题: 在民主化进程中的中国传媒语境背景下,公众的传统媒介和新兴媒介使用行为对政府信任的影响如何?媒介使用对 不同层级的政府信任的影响是否有所不同? 媒介使用对政府信任的影响在城乡不同区域的群体中是否具有差异性效应 ? 二、研究设计与变量的测量 (一)数据来源 本研究所采用的数据来自 中国人民大学社会学系主持的 “ 2010年中国社会综合调查 ”( CGSS2010)。该调查采用多阶分层概率抽样的方式进行抽样,调查样本覆盖了中国大陆所有省级行政区,总共 对中国 100个县 ( 区 )、 480个居 ( 村 )民委员会 、 1.2万户家庭中的个人进行了调查 , 完成了 11785份有效调查问卷。其中男性 5666人 ,女性 6117人;城市户籍 5741人, 农村户籍 6040人;平均年龄 47.31岁;党员 1462人,占总样本的 12.4%。 其他相关变量的描述统计见表 1。 表 1 部分控制变量的描述性统计 变量 定义 人数(百分比) 性别 男性 5666( 48.1%) 女性 6117( 51.9%) N 11783 户口类型 农村户口 5741( 48.7%) 城市户口 6040( 51.3%) N 11781 入党情况 非党员 10307( 87, 6%) 党员 1462( 12.4%) N 11785 教育程度 小学及以下 4234( 36%) 初中 3451( 29.3%) 高中 2262( 19.2%) 大专 934(7.9%) 本科及以上 896(7.6%) N 11777 变量 定义 均值(标准差) 年龄 17-96岁 47.31 N 11779 (二)变量测量 1、因变量。 本研究的因变量是居民对政府的信任程度。多项对当代中国政府信任的实证研究表明,中国政府并不是一个完整的整体,而是一个多层次的复杂系统。民众对政府的信任也是分为不同层次,即上层的中央政府和下层的地方政府,且政府的层级越高,民众对其的信任程度也越高,这一现象被表述为央强地弱的差序政府信任格局( Li, 2004;史天健, 2009;胡荣, 2007)。在本研究中,民众的媒体使用行为对不同层级的政府信任的影响效应是考察的内容之一,因此我们在多种测量政府信任的方式中选取了层级信任测量的方法,主要将居民对政府的信任划分为两个层面,即对中央政府的信任和对地方政府的信任。在调查设计中,询问被访者“您对政府机构的信任程度怎么样 ?”,将回答结果合并为二分类变量,回答“完全可信”、“比较可信”,重新编码为“ 信任 (编码为 1)”;回答“完全不可信”、“比较不可信”和“居于可信和不可信之间”的合并为“ 不信任 (编码为 0)”。 由表 1可以看到,回答“对 中央政府较信任”占 89.2%,回答“对地方政府较信任”占 65 %。反之,居民认为“对中央政府较不信任”占 10.8%,认为“对地方政府较不信任”占 35%。 可见居民对中央政府的评价高于其对地方政府的评价。我们将城市居民和农民居民对各级政府的信任评价作比较,从中发现,城市居民对中央政府和地方政府的评价均要低于 农 村 居民的评价,城市居民中较信任中央政府的比例仅为 85.7%,较信任地方政府的比例为 64.1%, 而农村居民这二者比例分别为 92.5%和 65.8%。可见,无论是城市居民还是农村居民,他们对中央政府的信任均 高于地方政府。 2、自变量。 本研究所涉及的一个重要的预测变量是媒介使用。在本研究中,主要从受用媒介使用行为的频率这一维度来对媒介使用进行考察。 媒体使用行为的频率为定序变量,采用 5级量表测量,要求受访者分别回答过去一年里对电视、广播、报纸、互联网(包括手机上网)以及手机定制消息的使用状况( 1=从不;2=很少; 3=有时; 4=经常; 5=总是)。 答案根据利克特量表设计成5个等级:“从不”、“很少”、“有时”、“经常”和“总是”,并分别赋值1至5分。从表2的平均值分析可以看出,受访者使用最频繁的媒介是电视,平均值为 4.11,远远高于其他媒介;其次是报纸和互联网,平均值分别为 2.26和 1.93,其中互联网的标准差最大,表明不同个体之间的互联网使用频率差异较大。 为了更好地了解受访者的媒体使用行为的情况,笔者采用主成分分析法对 5个调查项目的调查结果进行因子分析。 KMO值为 0.626, P<0.001,项目的Cronbach’s Alpha 信度系数为 0.593。经最大方差法旋转, 5个调查项目的结果可分为两个因子(见表 2)。第一个因子包括被访者的互联网(包括手机上网)和手机定制消息的使用状况两项,可以称之为 “ 新兴媒介使用因子 ” 。第二个因子包括被访者的电视、广播、报纸的使用状况,可以称之为 “ 传统媒介因子 ” 。为了便于在多层次模型中更为直观地分析各个自变量对因变量的影响情况 , 我们运用公式把这个因子转换为 1 到 100之间的指数 1。 表 2 媒体使用的因子分析 项目 均值 标准差 因子分析 新兴媒介因子 传统媒介因子 共量 过去一年,您对报纸的使用情况 2.26 1.321 0.529 0.597 0.637 过去一年,您对广播的使用情况 1.82 1.164 0.257 0.654 0.493 过去一年,您对电视的使用情况 4.11 0.967 -0.245 0.751 0.624 过去一年,您对互联网(包括手机上网)的使用情况 1.93 1.426 0.844 0.049 0.714 过去一年,您对手机定制信息的使用情况 1.52 1.057 0.790 0.045 0.626 特征值 1.97 1.123 3.093 解释方差 34.832% 27.037% 61.869% 1 转换公式:转换后的因子值 =(因子值 +B) ﹒ A。其中 A=99/(因子最大值 -因子最小值), B=(1/A)-因子最小值。 3、控制变量 在以往的研究中,民众的个体背景特征也会对政府信任产生影响,包括个体的性别、年龄、教育程度等社会特征。因此在本研究中,我们也将性别(男 =1)、年龄、教育程度(小学及以下 =1,中学 =2,高中 =3,大专 =4,本科及以上 =5)放进模型。由于中国特殊城乡差异,我们也将户籍状况作为控制变量(城市户口 =0,农村户口 =1)。考虑到党员作为社会身份的标志,因此也加入了是否党员的变量(党员 =1)。在这些个体特征变量中,年龄为定距变量,性别、是否是党员、户籍状况为定类变量,教育程度为定序变量。 在文献综述部分,我们总结了以往国内 外的研究中影响政府信任的因素。基于以往的研究结果,本研究中也加入了政治效能感、社会信任、参与行为的变量作为控制变量。 坎贝尔将政治效能感界定为个人认为其 “ 能够在可能的社会政治变革中发挥一定影响力的感觉 ” (Campbell,1954)。公民政治效能感的增加往往推动对政府的认同与支 持 (Malik.Y.K,1979)。 为了测量被访者的政治效能感 ,我们在问卷中设置了五道题: “我觉得自己有能力参与政治 ” 、 “ 如果让我当政府干部,我也能完全胜任”、“我向政府机构提出建议时,会被有关部门采纳”、“政府官员会重视我们对政府的态度和看法”、“我对政府部门的意见 /建议可以有办法让领导知道”。 答案根据利克特量表设计成 5 个等级 :“ 完全不同意 ”、“ 比较不同意 ”、“ 无所谓同意不同意 ”、“ 比较同意 ” 和 “ 完全同意 ”, 并由低到高分别赋值 1 至 5 分 , 并用主成分法对这 5 道题进行因子分析 。 KMO值为 0.626,P<0.001,这 5个项目的 Cronbach’ s alpha 系数为 0.674。经最大方差法旋转,提取了2个因子 —— 外在效能感因子和内 在效能感因子(见表 3)。这也与布莱克对政治效能感的结构的划分相一致。第一个因子称之为 外在效能感因子,它反映的是公民对于外在政治系统对其可能的政治回应程度的主观感知,即政治系统在多大程度上 会重视、回应我的要求 (Balch.G.I,1974),其中 包括“我向政府机构提出建议时,会被有关部门采纳”、“政府官员会重视我们对政府的态度和看法”、“我对政府部门的意见 /建议可以有办法让领导知道”三项。第二个因子为 内在效能感因子,它体现了公民个体对其政治影响力的主观认知,即我能对政治过程产生多大的影响力 (Balch.G.I,1974),这个因子中 包括我觉得自己有能力参与政治 ” 、 “ 如果让我当政府干部,我也能完全胜任”两项,可称之为“内在效能感因子” 为了便于在多层次模型中更为直观地分析各个自变量对因变量的影响情况 , 我们运用公式把这个因子转换为 1 到 100之间的指数 。 表 3 政治效能感的因子分析 项目 因子分析 外在效能感因子 内在效能感因子 共量 我觉得自己有能力参与政治 0.133 0.899 0.825 如果让我当政府干部,我也能完全胜任 0.069 0.911 0.835 我向政府机构提出建议时,会被有关部门采纳 0.814 0.085 0.670 政府官员会重视我们对政府的态度和看法 0.809 0.023 0.656 我对政府部门的意见 /建议可以有办法让领导知道 0.710 0.234 0.559 特征值 1.865 1.685 3.545 解释方差 36.889% 34.013% 70.902% 根据帕特南的观点,社会资本包括社会信任、公民参与的网络和互惠互利的规范( Putnam, 1993;胡荣, 2006)。本研究聚焦于社会信任这个维度。社会信任被很多学者认为是预测政治信任的重要指标。信任涉及到两个方面的行动者,即信任者和信任对象,因此 在问卷中分别询问受访者对自己家里人、亲戚、朋友、同事、领导干部、生意人、同学、老乡、信教的人等 9类信任对象的信任程度,答案按照利克特量表分为 “ 非常信任 ” 、 “ 比较信任 ” 、 “ 介于信任与不信任之间 ” 、 “ 比较不信任 ” 、 “ 非常不信任 ”5 个等级,依次由高到低赋值 5至 1分。我们运用主成分法对测量居民信任程度的 9个项目进行因子分析, 这 9个项目的Cronbach’s Alpha 信度系数为 0.782, KMO值为 0.837, P<0.001。结果得到如表 4所示的两个社会信任因子,分别命名为普遍信任因子和特殊信任因子。普遍信任因子是基于一种普遍主义的信任,其中包括对 同事、领导干部、生意人、同学、老乡、信教的人的信任; 特殊信任因子被视为是一种特殊主义的信任,涵盖了对家人、亲戚和朋友的信任。这两个因子分析的结果所呈现的差序的信任结构也与以往的研究结果相一致(费孝通, 1985)。 为了便于在多层次模型中更为直观地分析各个自变量对因变量的影响情况 , 我们运用公式把这个因子转换为 1 到 100之间的指数 。 表 4 社会信任的因子分析 项目 因子分析 普遍信任因子 特殊信任因子 共量 自己家里人 -0.123 0.741 0.564 亲 戚 0.234 0.767 0.643 朋 友 0.494 0.609 0.615 同事 0.639 0.465 0.624 领导干部 0.649 0.210 0.466 生意人 0.701 -0.012 0.492 同学 0.636 0.340 0.520 老乡 0.681 0.294 0.550 信教的人 0.500 -0.201 0.290 特征值 3.571 1.192 4.763 解释方差 30.584% 22.331% 52.915% 关于居民的政治参与行为,我们用如下三个变量进行测量,问卷分别询问了受访者过去一年是否参加过如下七项活动: 村委会、居委会、 业委会工作;向 村委会、居委会、 业委会提建议或意见;参加集体上访;参加写联名信;向新闻媒体反映有关小区的问题;向相关政府部门反映有关小区的问题;参加抗议或请愿。答案选项为 “ 有 ” 和 “ 没有 ” 。 这 7个项目的 Cronbach’s Alpha 信度系数为0.544, KMO值为 0.686, P<0.001。我们运用主成分法对测量居民政治参与行为的7个项目进行因子分析,共提取 2个因子,第一个因子依法抗争因子,第二个因子为社区参与因子。依法抗争因子包括如下项目: 参加集体上访、参加写联名信、向新闻媒体反映有关小区的问题、参加抗议或请愿; 社区参与因子包