一、導　言

　　長期以來，政治學者都把政治參與看作是與民主政體相聯(lián)系的概念，因為只有在民主制度下人民才可以通過定期的選舉選擇領導人，從而對立法機關或政府產(chǎn)生影響。與此相應的是，許多研究社會主義國家政治的學者都不認為共產(chǎn)黨社會有真正意義上的政治參與。如極權模型的學者強調(diào)精英對社會的全面控制，在這些社會中國家對大眾傳播媒介的壟斷性控制成功地限制了信息的流通( Freidrich ，Curtis &Barber ，1969 ：126) 。而利益群體理論雖然承認共產(chǎn)黨政權并沒有能夠完全消除國家和社會之間的界限或是完全阻止利益的表達，但這一模型仍然否認普通民眾影響決策的可能性。由于諸如選舉、群眾運動、工會以及農(nóng)會等都是由當局操控的，因此也不具有利益表達的作用(Liu ，1976 ：5) 。

　　雖然， “強大的政府和黨的機構的存在、國家對社會全面的滲透、獨立政見團體及利益表達機制的缺乏、嚴格控制的媒體以及長期缺乏自由競爭的選舉使得這種參與的概念具有完全不同的意義”(Jennings ，1991 ：361) ；
但是，這并不表明共產(chǎn)黨社會的民眾完全不能對政府的決策產(chǎn)生影響。特別是隨著一些學者在更廣的范圍界定政治參與，原有的單一的政治參與觀(將投票看作是民眾能夠影響政治過程的關鍵和惟一方式) 被多元的參與觀所取代。例如，尼和伏巴把政治參與界定為“平民或多或少以影響政府人員的選擇及(或) 他們采取的行動為直接目的而進行的合法活動”(尼•諾曼、西德尼•伏巴，1996 ：290) 。一些學者對前蘇聯(lián)和東歐等社會主義國家的研究表明，這些國家的民眾更多地以選舉之外的手段，如個人的接觸來尋求政府官員的幫助或向他們表達自己的偏好。例如，英克爾斯(Alex Inkles) 和鮑爾(Raymond Bauer)的研究發(fā)現(xiàn)“蘇聯(lián)公民更關心獲得更多個人的保障和生活水平的提高，而很少關心獲得政治權利和憲法的保障”( Inkles &Bauer ， 1959 ：7) 。比爾勒(Sweryn Bialer) 的研究表明，蘇聯(lián)民眾更多參與涉及與公民日常生活、社區(qū)事務以及工作單位條件直接相關的決策(Bialer ，1980 ：166) 。這些研究者發(fā)現(xiàn)，共產(chǎn)黨社會民眾政治參與有自己的獨特性，如他們更多是試圖影響政策的實施而不是決策過程，更多的是以個體的、非正式的和原子化的方式的參與(參看Jennings ，1991) 。

　　自改革開放以來，中國社會發(fā)生了巨大的變革。農(nóng)村地區(qū)率先實行生產(chǎn)責任制，城市中原有的單一公有制也被多種經(jīng)濟成份的經(jīng)濟結構所取代。與此相應，從1980 年中期開始的村民自治使得農(nóng)村有了真正意義上的競爭性選舉(參看胡榮，2001 ，2006) 。雖然城市社區(qū)還沒有像村委會選舉一樣的競爭性選舉，但基層人大代表的選舉也有了相當多的改變，社區(qū)居委會的自治也取得了一定的成績。農(nóng)村的村委會選舉和政治參與得到了國內(nèi)外學者的廣泛關注( 如Dearlove ， 1995 ；
Kelliher ，1997 ；
Lawrence ，1994 ；
Manion ，1996 ；
O"Brien ，1995 ；
徐勇，1997 ；
胡榮，2001、2006 ；
吳毅，2002) ，但城市居民的政治參與現(xiàn)狀卻較少得到研究(Shi ，1997) ，本文打算對城市居民的政治參與情況進行分析，探討影響城市居民政治參與的各因素。

　　以往的研究表明政治參與和社會文化因素有很大的關系(托克維爾，1988 ；
阿爾蒙德、維伯，1989) ，羅伯特•帕特南(Robert Putnam) 的相關研究進一步證實了這一點。在《使民主運轉起來》一書中，帕特南運用社會資本理論解釋意大利南北方政府的績效差異。他是這樣給社會資本下定義的：“這里所說的社會資本是指社會組織的特征，諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡，它們能夠通過促進合作來提高社會的效率”(帕特南，2001 ：195) 。在意大利公共精神發(fā)達的地區(qū)，社會信任長期以來一直都是倫理道德的核心，它維持了經(jīng)濟發(fā)展的動力，確保了政府的績效。帕特南進一步指出，社會信任能夠從互惠規(guī)范和公民參與網(wǎng)絡這兩個相互聯(lián)系的方面產(chǎn)生。互惠包括均衡的互惠和普遍化的互惠，前者指人們同時交換價值相等的東西，后者指的是一種持續(xù)進行的交換關系，這種互惠在特定時間里是無報酬的和不均衡的，但它使人們產(chǎn)生共同的期望，現(xiàn)在己予人，將來人予己。另一方面，在一個共同體中，公民參與的網(wǎng)絡越是密集，其公民就越有可能為了共同的利益而合作。公民參與網(wǎng)絡增加了人們在任何單獨交易中進行欺騙的潛在成本，培育了強大的互惠規(guī)范，促進了交往及有關個人品行的信息的流通；
公民參與網(wǎng)絡還體現(xiàn)了以往合作的成功，可以把它作為一種具有文化內(nèi)涵的模板，未來的合作在此之上進行(帕特南，2001 ：203 - 204) 。帕特南的社會資本概念引起了國內(nèi)學者的關注，但真正運用這一概念進行經(jīng)驗研究的學者并不多。筆者曾用社會資本這一概念分析其對農(nóng)村居民在村級選舉中參與的影響，發(fā)現(xiàn)只有社會資本中的社區(qū)認同因子和社團參與因子對農(nóng)村居民的政治參與有積極影響，而社會資本中的其他因素，諸如信任、社會網(wǎng)絡等因素對政治參與的影響不具統(tǒng)計顯著性(胡榮，2007) 。那么，社會資本對城市居民的政治參與又會產(chǎn)生什么樣的影響呢？這也是本文想深入探討的問題。

　　本研究所用的問卷資料來源于廈門大學社會學系于2005 年2 月進行的“廈門市居民生活狀況問卷調(diào)查”。2004 年末，廈門市戶籍總人口1467731 人，其中城鎮(zhèn)人口910424 人，占戶籍人口的比重為62.0 %；
島內(nèi)的思明、湖里兩區(qū)人口占全市人口的43.9 % ，島外人口比重為56.1 %。廈門市下轄思明、湖里、海滄、集美、同安和翔安6 個區(qū)。本次調(diào)查只在城市化程度較高的思明和湖里兩個區(qū)內(nèi)進行。廈門島內(nèi)的思明區(qū)下轄10 個街道，共92 個社區(qū)居委會，湖里區(qū)下轄5 個街道，共31個社區(qū)居委會。本調(diào)查在這兩個區(qū)的123 個社區(qū)居委會中按隨機原則抽取20 個社區(qū)居委會，其中思明區(qū)抽15 個社區(qū)居委會，湖里區(qū)抽5 個社區(qū)居委會，每個社區(qū)居委會再按隨機原則抽取50 戶居民，共抽取1000 戶居民。具體訪問對象的選取是這樣進行的：由調(diào)查員入戶后，在18 周歲以上的家庭成員中確定生日最接近1 月1 日者作為訪問對象。本次調(diào)查共發(fā)放1000 份問卷，回收有效問卷669 份，回收率為66.9 %。

　　在這669 個成功訪問的對象中，男性占52.4 % ，女性占47.6 %。從年齡結構來看，30 歲以下的受訪者最多，占35.7 % ，其次是31 - 40 歲者，占29.2 % ，年齡在41 - 50 歲與51 - 60 歲的受訪者不相上下，分別為18.6 %和18.7 % ，年齡在61 歲以上者最少只占7.8 %。從文化程度來看，高中P中專P技校P職高者最多，達到35 % ，其次是大專和初中，兩者相差不大，前者占21.8 % ，后者占18.9 % ，未讀書或小學程度也占相當?shù)谋壤�，�?3.4 % ，而讀大學本科或研究生的僅為1019 %。從戶口類別來看，市區(qū)常住的受訪者為68.5 % ，市區(qū)暫住的受訪者為23.7 % ，而非市區(qū)居住的受訪者比較少，在郊縣常住的為319 % ，其他戶口類別的受訪者也很少，僅僅占3.9 %。從個人的月收入來看，收入在800 元以下者居多，占27.4 % ，收入在801 - 1000 元者占18.0 % ，收入在1001- 1500 元為16.6 % ，收入在1501 - 2000 元者為13.3 % ，收入在2001 -3000 元與收入在5000 元以上者差不多，前者8.8 % ，后者為7.9 % ，收入在3001 - 4000 元和4001 - 5000 元之間的受訪者最少，分別占5.2 %和2.9 %。

　　二、城市居民政治參與現(xiàn)狀和構成

　　維巴、尼和金在他們的比較政治研究中最初對共產(chǎn)黨社會的政治參與進行過研究，他們把南斯拉夫的政治參與分為4 種形式：公共活動、自我管理、個別接觸以及投票(Verba ，Nie & Kim ，1978) 。其他的研究也表明，共產(chǎn)黨社會的政治參與不只有一種形式。例如，維恩•迪弗蘭塞克(Vayne DiFranceisco) 和澤維•吉特曼(Zvi Gitelman) 發(fā)現(xiàn)在前蘇聯(lián)有5 種形式的政治參與“：
正式- 儀式性參與”“， 公民主動性接觸”以及“政策實施接觸”(Difranceisco & Gitelman ，1984) 。唐納•巴赫利和布萊恩•思爾沃的研究表明，在政治改革前的蘇聯(lián)的參與可以按如下順序排列(Bahry &Silver ，1990) ：“非傳統(tǒng)的政治活動主義、順從活動主義、社會活動主義以及接觸”。

　　在本項研究中，調(diào)查問卷共列了11 個方面的項目測量居民政治參與這一指標。這些問題包括是否經(jīng)常找單位領導、是否經(jīng)常到政府投訴、是否經(jīng)常向媒體表達看法等(參看表1) 。除表中最后兩個項目(“你在上一次區(qū)人大代表的選舉中，有沒有去投票”和“你在上一次區(qū)人大代表的選舉中，有沒有去拉票”) 的答案為“有”和“沒有”外，其余項目的答案都按利克特量表設計為“經(jīng)�！�、“較經(jīng)常”、“一般”、“較少”、“很少”和“沒有”6 個等級。這11 個項目的Cronbach"s alpha 信度系數(shù)達0.8879。

　　從表1 可以看出，在目前單位仍然掌握著相當重要資源的情況下，通過找單位領導維護自己的利益成了相當重要的一種政治參與管道，因此多達3.3 %和6.8 %受訪者“經(jīng)常”和“較經(jīng)常”“為自己或同事利益找單位領導”。相比之下，表示“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)�！睘樽约旱暮戏ɡ�益向政府投訴只有1.9 %和4.4 %。近年來，隨著網(wǎng)絡的發(fā)展，通過網(wǎng)絡發(fā)表言論表達意愿的居民也越來越多，表示“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)�！痹诰W(wǎng)絡上參與討論國家大事的受訪者分別為2.1 %和3 % ，而“經(jīng)�！焙汀拜^經(jīng)常”在網(wǎng)絡上對本市發(fā)展問題發(fā)表觀點的比例也分別達1.4 %和1.2 %。城市居民參與人大代表選舉的投票率達44.7 % ，雖然不如村委會選舉的投票率高，但卻高于農(nóng)村的人大代表選舉的投票率。根據(jù)主成分法對政治參與的11 個項目進行因子分析，經(jīng)過變值精簡法旋轉，共抽取3 個因子(如表2 所示) 。根據(jù)因子負載，將這些因子分別命名為：“維權抗爭因子”、“利益表達因子”以及“人大選舉參與因子”。“維權抗爭因子”包括以下項目：“向人大代表、政協(xié)委員提意見”、“到政府相關部門或信訪部門上訪”、“寫信給政府相關部門或信訪部門投訴”、“帶頭到政府請愿講理，找領導對話”；
“利益表達因子”包括如下項目：“為了自己或者同事的利益找單位領導”、“為維護自己的合法權益向政府部門投訴”、“在網(wǎng)絡上對本市發(fā)展的相關問題發(fā)表自己的觀點”、“給媒體寫信或打電話表達自己對一些公眾關心的問題的看法”、“在網(wǎng)絡上參與討論，對國家大事發(fā)表自己的觀點”；
“人大選舉參與因子”包括以下項目：“在區(qū)人大代表的選舉中去投票”、“在區(qū)人大代表選舉中為候選人競選”(見表2) 。

　　我們可以從制度化程度和主動性的強弱兩個維度來看待和分析測量城市居民政治參與的3 個因子。從主動性的維度看，不同政治參與活動所要求的主動性是大相徑庭的，有的活動需要參與者付出較大的努力，花費較多的時間和精力，有的則是按部就班依程序進行，參與者無需太多的主動性。舉例來說，投票選舉雖然參與者都需要付出時間和精力，但卻不需要太多的主動性。相反，帶頭到政府請愿、到政府或信訪部門上訪卻是需要很強的主動性，參與者不僅要付出時間、人力和物力方面的代價，而且還有可能受到打擊和報復，需要承擔相當?shù)娘L險(參看于建嶸，2003 ；
胡榮，2007) 。另一方面，從制度化維度看，不同的參與活動也是不一樣的。有的參與方式是制度化的，參與嚴格按程序進行，如人大代表的選舉，但有的參與卻是非制度化的，(點擊此處閱讀下一頁)

　　參與過程充滿了不確定性。如集體上訪，到哪一級政府上訪、如何上訪以及會取得什么樣的結果都充滿了不確定性，其組織者和參與者必須隨時根據(jù)情勢的發(fā)展調(diào)整自己的策略。與此相聯(lián)系，制度化的參與通常是在法律和制度的框架內(nèi)進行的，因而也能夠得到政府的鼓勵和保護。但非制度化的參與因為其可能超越法律的框架而極易使參與者處于與政府(至少是地方當局) 對立的境地，與地方政府處于沖突的狀態(tài)，因而很難得到制度的保護，因此也是危險的。如果以政治參與方式的主動性程度為橫軸，以政治參與活動的制度化程度為縱軸建立一個坐標，根據(jù)因子分析所產(chǎn)生的3 個因子可以分別放到坐標中的相應位置。第一個“維權抗爭因子”位于坐標的右下方，因為這一因子所包括的諸多參與方式，如“到政府部門或信訪部門上訪”、“寫信給政府或信訪部門投訴”以及“帶頭到政府請愿講理”等，都是高度非制度化和需要很強的主動性的。就上訪來說，雖然《信訪條例》以及相關的法令法規(guī)都規(guī)定到政府部門上訪是公民的一項權利，但在實際中上訪是被嚴格限制的。有關研究表明，上訪者反映的問題并不能得到解決，并且由于上訪容易將上訪者處于與地方政府對立的境地而招致打擊和報復。而到政府請愿則是更為激烈的一種抗爭維權方式。雖然我國憲法規(guī)定“公民對于任何國家機關和國家工作人員有提出批評和建議的權利；
對于任何國家機關和國家工作人員的違法失職行為，有向國家機關提出申訴、控告或者檢舉的權利”，但是，由于缺少相關法律規(guī)定，受理機關及其受理程序基本上無章可循，批評人和建議人提出批評和建議后往往沒有下文。由于缺少現(xiàn)代請愿權制度，公民的批評權和建議權實際上得不到保障，甚至因提出批評和建議而受到打擊和歧視的現(xiàn)象也時有發(fā)生。因此，從這個意義上說，請愿是非制度化的，也是危險的。第2 個“利益表達因子”位于坐標中央偏右的位置，這一因子所包括的幾個項目，無論是“為個人或同事利益找單位領導”、“為自己的合法權益向政府投訴”，還是“給媒體寫信表達看法”或“在網(wǎng)絡上參與討論國家大事”，基本都是在制度認可的范圍內(nèi)進行的，也是主動性較強的。必須指出的是，近年來，隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，網(wǎng)絡成為公民政治參與的重要渠道。據(jù)統(tǒng)計，2007 年上半年中國互聯(lián)網(wǎng)用戶已達到1.45 億，中國互聯(lián)網(wǎng)越來越凸現(xiàn)其表達民意和制造輿論的優(yōu)勢，許多網(wǎng)民通過網(wǎng)絡新聞的網(wǎng)友評論、BBS 論壇、各種社區(qū)以及博客等方式相互交流觀點，在網(wǎng)上形成強有力的輿論空間，受到政府和社會的強烈關注。第3 個“人大選舉參與因子”位于坐標的左上方，是高度制度化的，雖然“幫助候選人競選”需要一定的主動性，但參與投票的主動性卻是比較弱的(參見圖1) 。

　　三、社會資本及其他因素對城市居民政治參與的影響

　　政治參與和社會文化因素有很大的關系，以往的研究表明了這一點(托克維爾，1988 ；
阿爾蒙德、維伯，1989) 。在這一部分，我們將分析社會資本及其他因素對城市居民政治參與的影響。

　　作為本項研究重要預測變量的社會資本，主要從如下幾個方面來測量：

　　第一，居民的社會交往。本研究中用春節(jié)期間相互拜年交往的人數(shù)來測量社會網(wǎng)絡，以個人為單位測量居民的社會交往的范圍與構成。居民的社會交往是連續(xù)性數(shù)值型變量。這4 個項目的Cronbach"s alpha信度系數(shù)為018209。

　　第二，居民的社會信任。在調(diào)查中，我們測量受訪者對單位同事、單位領導、鄰居、一般朋友、親密朋友、家庭成員、直系親屬、其他親戚、社會上大多數(shù)人、一般熟人、生產(chǎn)商、網(wǎng)友、銷售商等不同對象的信任程度。以上問題的答案分為“非常信任”、“較信任”、“一般”、“較不信任”、“很不信任”5 個等級，分別賦值4 至0 分。這13 個項目的Cronbach"s alpha 信度系數(shù)為0.8636。

　　第三，居民參與各種社團情況。由于城市居民職業(yè)的多樣化，他們參與的社團比較多。我們問受訪者是否經(jīng)常參與同鄉(xiāng)聚會、校友聚會、老戰(zhàn)友老知青的聚會、行業(yè)協(xié)會活動、小區(qū)居委會召開的會議、寺廟或教會的活動、學術社團的活動以及單位組織的集體活動等。以上問題的答案分為6 個等級即：“經(jīng)常參加”、“較常參加”、“一般”、“較少參加”、“很少參加”、“從未參加”，分別賦值5 到0 分。這8 個項目的Cronbach"s alpha 信度系數(shù)為0.7186。

　　以上介紹了社會資本的問題和項目，那么，這些項目之間的關系如何呢？它們可以概括為哪幾個方面呢？ 為此，筆者進行了因子分析。如上所述，有關社會信任以及社團參與的問題都是按利克特量表的方式設置的，答案分別為5 個等級和6 個等級兩種，有關社會交往的答案為數(shù)字。運用主成份法對測量社會資本的25 個項目進行因子分析，經(jīng)過最大方差法旋轉，共抽取7 個因子，根據(jù)因子負載，我們分別將這些因子命名為：普遍信任因子、一般信任因子、社會網(wǎng)絡因子、特殊信任因子、學緣社團因子、業(yè)緣社團因子、趣緣社團因子。用于測量社會信任的13 個變量被分作3 個因子，即表3 中的第1 個因子“普遍信任因子”、第2 個因子“一般信任因子”、第4 個因子“特殊信任因子”。表3中的第1 個因子即普遍信任因子包括：“對社會上大多數(shù)人信任程度”、“對一般熟人信任程度”、“對生產(chǎn)商信任程度”、“對網(wǎng)友信任程度”、“對銷售商信任程度”5 個變量。表3 中的第2 個因子即一般信任因子包括“對單位領導信任程度”、“對鄰居信任程度”、“對一般朋友信任程度”、“單位同事信任程度”。表3 中的第4 個因子即特殊信任因子包括：“對家庭成員信任程度”、“對直系親屬信任程度”、“對其他親屬信任程度”、“對親密朋友信任程度”。與測量社會信任的變量被分為3 個因子不同，測量社會交往的4 個變量都可歸為一個因子，即社會網(wǎng)絡因子。居民參與各種社團的8 個變量則可以抽取成3 個因子，分別為表3中的第5 個因子“學緣社團因子”、第6 個因子“業(yè)緣社團因子”、第7 個因子“趣緣社團因子”，其中第5 個“業(yè)緣社團因子”包括以下2 個變量：

　　“是否經(jīng)常參加同鄉(xiāng)聚會”、“是否經(jīng)常參加校友聚會”；
第6 個業(yè)緣社團因子包括以下4 個變量：“是否經(jīng)常參加老戰(zhàn)友老知青的聚會”、“是否經(jīng)常參加行業(yè)協(xié)會”、“是否經(jīng)常參加小區(qū)居委會召開的會議”、“是否經(jīng)常參加單位組織的集體活動(如聚餐或旅游) “。表3 中的第7 個因子即趣緣社團因子包括如下2 個變量：“是否經(jīng)常參加寺廟或教會的活動”、“是否經(jīng)常參加學術社團活動”。

　　在研究社會資本對政治參與的多元回歸分析中，本研究用性別、年齡、文化程度、戶口類別、個人月收入在內(nèi)的個人社會地位作為控制變量，以社會資本的7 個因子為解釋變量，對居民政治參與的3 個因子進行多元回歸分析。在回歸分析的模型中，除了年齡、個人月收入為數(shù)值型變量之外，性別、戶口類別、文化程度等都是虛擬變量。在多元回歸分析中，設置了A1、A2、B1、B2、C1 和C2 這6 個模型。模型A1、B1 和C1 的自變量是性別、年齡、文化程度、戶口類別、個人月收入，這3 個模型的因變量分別是“維權抗爭因子”、“利益表達因子”和“人大選舉因子”。模型A2、B2 和C2 除了上述自變量之外，還加入了社會資本的7個因子作為自變量。在這些自變量中，性別、戶口類別、文化程度均為虛擬變量。其中性別的參考變量為女性，戶口類別以非本市戶口(包括本市暫住、郊縣常住和其他類別的戶口類型) 為參考類別，文化程度以小學或未讀書的文化程度為參考類別。個人月收入與年齡仍然為數(shù)值型的變量(見表4) 。

　　表4 的分析結果表明：

　　1. 性別對城市居民的政治參與的影響沒有統(tǒng)計顯著性。在6 個模型中，男女對政治參與的3 個因變量的影響都不具有統(tǒng)計顯著性。這一結果與以往的研究是一致的。以往的研究表明，在發(fā)達國家男女的政治參與差異不大，而發(fā)展中國家通常男性的政治參與要高于女性(Nie ，Verba & Kim ，1974) 。從一個國家內(nèi)部情況看也是發(fā)達地區(qū)男女在政治參與方面小于落后地區(qū)(Goel ，1975) ，雖然我國農(nóng)村地區(qū)男性政治參與程度要遠高于女性(胡榮，2006) ，但史天健在北京的研究則表明男女政治參與相差不大(Shi ，1997 ：170) 。

　　2. 年齡對政治參與具有復雜多樣的影響。在6 個模型中，除了A2中因加入社會資本的各變量而使得對“維權抗爭因子”的影響不具有統(tǒng)計顯著性外，年齡在其他的5 個模型中都具有統(tǒng)計顯著性。不過，年齡對3 個因變量的影響方向是不一樣的。在模型A1 中，我們同時加入了年齡和年齡的平方這兩個自變量，年齡對因變量的標準回歸系數(shù)為負值，年齡的平方為正值，表明年齡對“維權抗爭因子”的影響呈U 型，即30 歲以下年齡組在維權抗爭方面的參與度最高，41 - 50 歲年齡組則降至最低，而后又隨著年齡的增長而逐步提升。在模型B1 和B2 中，年齡對“利益表達因子”的影響隨年齡的增長而減弱，這種影響是直線的。

　　在模型C1 和C2 中，年齡對“人大選舉參與因子”的影響則呈倒U 型，即年輕人在這方面的參與程度不高，而后隨著年齡的增長逐步提升，至51 - 60 歲年齡組升到最高值，而后又大幅下降。

　　3. 收入只對“利益表達因子”的影響具有統(tǒng)計顯著性，戶口類型僅對“人大選舉參與因子”有影響。在6 個模型中，收入只在模型B1 和B2 中對“利益表達因子”的影響具有統(tǒng)計顯著性，表明個人的收入越高就會越多地參與到利益表達的這些活動中來。另一方面，戶口對“維權抗爭因子”和“利益表達因子”的影響都不具有統(tǒng)計顯著性，只對“人大選舉參與因子”的影響具有統(tǒng)計顯著性，本市戶口在人大選舉中的參與明顯高于非本市戶口。本次調(diào)查中受訪者參與人大代表選舉的比例是44.7 % ，雖然低于農(nóng)村高達70 %至80 %的村委會選舉參與率(參看胡榮，2001) ，但卻高于農(nóng)村的人大代表選舉參與率。① 進一步的交互分類分析表明，本次調(diào)查中具有本市戶口者參與人大代表投票的比例是57.4 % ， 而非本市戶口參與人大代表選舉的比例只有19.8 %。

　　4. 受教育程度只對“利益表達因子”的影響具有統(tǒng)計顯著性。以往的研究表明，在西方民主國家教育程度較高者參與投票的比例也較高(參看Campbell ，Converse ，Miller & Strokes ， 1960 ；
Verba ， Nie & Kim ，1978) ，而在選舉流于形式的前東歐社會主義國家則是呈相反趨勢，即教育程度越高者參與投票的比例越低(參看Bahry & Silver ，1990) 。在模型C1 中，只有“大�！睂哟蔚氖茉L者比“小學”層次的受訪者在人大代表選舉中參與程度略高且有統(tǒng)計顯著性，其他幾個層次的受訪者與“小學”層次的受訪者相比在統(tǒng)計上都不具有顯著性。在加入社會資本的各變量之后，這一顯著性也消失了。在模型A1 和A2 中，受教育程度對“維權抗爭因子”的影響都不具有統(tǒng)計顯著性，表明教育程度較高者不一定更多地參與上訪、請愿等較為激烈的維權方式。只有模型B12中，在未加入社會資本諸變量的情況下，教育程度對“利益表達因子”具有正向積極的影響，且具有統(tǒng)計顯著性。但在模型B2 中，在加入其他社會資本變量的情況下，不同受教育程度對因變量影響的統(tǒng)計性消失。那么，社會資本諸因素對政治參與的3 個因子的影響又是如何呢？首先，從總體上看，社會資本對政治參與的各個方面都起著巨大的影響。在沒有加入社會資本各因素之前，模型A1、B1 和C1 的判定系數(shù)分別只有1.2 %、15.9 %和12.3 % ，而在加入社會資本各因素之后模型A2、B2 和C2 分別達到14.7 %、21.5 %和19 % ，分別提升達13.5 %、5.6 %和6.7 %(參見表4) 。

　　其次，三種信任因子對3 個因變量影響的方向和程度都存在差異。普遍信任因子和一般信任因子只對“利益表達因子”的影響具有統(tǒng)計顯著性，而對另外兩個因變量的影響不具有統(tǒng)計顯著性。特殊信任因子對“利益表達因子”的影響不具有統(tǒng)計顯著性，(點擊此處閱讀下一頁)

　　但對“維權抗爭因子”和“人大選舉參與因子”的影響都具有統(tǒng)計顯著性，只不過方向不一樣，即對前者的影響是負向的，對后者的影響是正向的。

　　第三，社會網(wǎng)絡因子對“維權抗爭因子”有積極影響。社會網(wǎng)絡因子對“利益表達因子”和“人大選舉參與因子”的影響不具有統(tǒng)計顯著性，但對“維權抗爭因子”卻具有統(tǒng)計顯著性，表明社會網(wǎng)絡資源越多者越可能參與維權抗爭。西方的社會運動理論中的資源動員理論認為，真正決定社會運動的不是社會的不滿，而是所能動員的資源(McCarthy& Zald ，1977) 。相關的研究表明，在微觀層面的動員過程中，社會網(wǎng)絡對個人參與社會運動有影響作用(Passy & Giugni ， 2001) 。第四，社團參與對政治參與的3 個方面都存在不同程度的影響。

　　總體來看，雖然3 個社團因子對不同層面的政治參與都存在一定的影響，但影響的程度卻是不同的。就學緣社團因子來看，它對“利益表達因子”的影響最為顯著，其次是對“維權抗爭因子”的影響，但對“人大選舉參與因子”的影響不具有統(tǒng)計顯著性；
業(yè)緣社團因子對政治參與的3個層面都有著相當程度的影響；
趣緣社團因子對“維權抗爭因子”的影響最大，其標準回歸系數(shù)達01269 ，均高于其他兩個社團因子對“維權抗爭因子”的影響，但它對“人大選舉參與因子”的影響則只有微弱的統(tǒng)計顯著性，而對“利益表達因子”的影響則不具有統(tǒng)計顯著性(參見表4) 。

　　四、討論與結論

　　以上根據(jù)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析了廈門市居民政治參與的情況以及社會資本等因素對政治參與的影響。從研究結果可以看到，現(xiàn)階段城市居民的政治參與方式日益多元化，既有為自己或同事的利益去找單位領導這種較為傳統(tǒng)的接觸方式，也有通過網(wǎng)絡發(fā)表觀點這種新的參與方式；
既有參與人大代表選舉這種制度化的參與，也有上訪、投訴甚至是請愿等較為激烈的參與方式。概括來看，目前城市居民的政治參與的多元化表現(xiàn)在如下三個方面：

　　第一，原有的通過找單位領導的個人接觸仍然是重要的參與方式。在長期計劃經(jīng)濟體制下形成的“單位制”使得城市居民高度依附于所在的工作單位，形成單位辦社會。工作單位不僅僅是一個經(jīng)濟組織，它除了給予人們各種福利，同時承擔著政府的某些職能以對單位成員進行管理(參看Walder ，1991 ；
Bian ，1994) 。個人職務的提升、住房的分配以及各種各樣的福利都是與單位聯(lián)系在一起的。這使得單位對城市居民的重要性要遠遠大于他們居住社區(qū)的重要性。因此，那時候，更多單位成為人們利益表達的重要場所，找單位領導成了一種政治參與的重要方式(參看Shi ，1997) 。改革幾十年來，“單位辦社會”的情況已經(jīng)在很大程度上得到改變，城市社區(qū)的建設也取得了一定成績，但單位仍然控制著相當多的資源，因此許多問題仍是通過找單位領導這種政治接觸的方式才能得到解決。

　　第二，新的參與方式不斷涌現(xiàn)，網(wǎng)絡成為城市居民表達意見的一個重要平臺。隨著網(wǎng)絡的普及和網(wǎng)民的增加，更多的城市居民借助網(wǎng)絡表達利益、參與決策，從而形成影響政治過程的“網(wǎng)絡政治參與”。中國的網(wǎng)絡開始成為繼傳統(tǒng)大眾傳媒之后又一重要的民意表達管道，中國公民的網(wǎng)絡政治參與表現(xiàn)得異常搶眼，成為了我國政治生活中的一大亮點。當網(wǎng)絡中分散的公民意見通過網(wǎng)絡橫向互動整合成整體性聲音的時候，民意便開始有了力量，并可能對現(xiàn)實的政治生活產(chǎn)生重大影響，從而強化了中國公民通過網(wǎng)絡積極參與政治的行為。

　　第三，地方人大代表選舉的重要性日益顯現(xiàn)。目前中國基層的人民代表大會制度并不是十分完善，城市居民參與人大代表的選舉十分有限；
基層的人大制度也存在一些問題，如民主和平等的選舉原則有待深入貫徹，選民對代表不便進行有效監(jiān)督等(王小彬，2001) 。雖然基層人大代表的選舉遠不如農(nóng)村村委會選舉激烈，但隨著人大制度的完善，參與這一選舉的選民會越來越多。我們這次調(diào)查表明，城市居民中參與基層人大代表選舉的比例雖然遠低于農(nóng)村村委會選舉，但要高于農(nóng)村人大代表選舉的參與率。目前中國的基層人大代表選舉制度正在轉型，如2003 年4 - 5 月間，在深圳市出現(xiàn)了十多個選民在官方提名之外要求獨立參選人大代表的事例，在全國范圍內(nèi)提出了一個進行基層人民代表大會選舉制度改革的要求，這種要求在全國以致中央都引起了積極的反應。這些事件在當前中國基層政治發(fā)展中具有重要的符號象征意義，標志著中國的民主政治正向新的階段邁進。當然，要使選舉成為居民重要的政治參與渠道，還有待于進一步發(fā)揮人大代表的作用，以及進一步擴大代表的直選范圍。

　　本項研究的另一個發(fā)現(xiàn)是社會資本對于政治參與有著非常積極和正面的作用。在預測政治參與的3 個模型中，無論是維權抗爭因子，還是利益表達因子，或是選舉參與因子，在加入社會資本的諸因素后，模型的解釋力有了很大提高，這表明城市社區(qū)的社會資本確實在很大程度上可以促進城市居民的政治參與。而在社會資本的各個因素中，社團的參與是非常重要的一環(huán)。在回歸模型的分析中，不同類型的社團參與都對三種政治參與方式或多或少產(chǎn)生積極的影響。城市居民政治參與多元化是中國社會結構深刻變革的反映。在傳統(tǒng)社會主義體制中，全部社會資源都控制在國家及政府手中，在社會主義公有制之外，幾乎不存在自由流動的資源和自由活動的空間。國家通過嚴格的戶籍制度和“單位制”等手段，將所控制的社會資源分配至個人，從而形成對個人控制。改革開放以后，單一的社會主義所有制發(fā)展成為多種經(jīng)濟成分并存的局面，收入分配的貧富差異和利益分化加速。同時，隨著經(jīng)濟成分的多元化，單位制度逐步解體，從原有的體制中和邊緣處產(chǎn)生了一些新的社會群體或階層，中國社會變得更具流動性了。各種各樣的民辦企業(yè)、外資企業(yè)，以及各種中介性的社會團體等也逐漸發(fā)展起來。這些社會組織或群體不再受國家的直接控制，其占有資源和社會地位也不是國家分配的結果。正是這種社會變革導致了現(xiàn)階段城市居民政治參與的多元化。

　　與這種社會結構的變化相對應，自改革開放以來，城市居民的社團參與情況已經(jīng)有了很大發(fā)展。我國社團組織數(shù)量迅速增長，1988 年至2003 年年均增長速度達到34 %(民政部民間組織管理局，2005) ；
另據(jù)民政部統(tǒng)計數(shù)據(jù)，截至2008 年第一季度，我國共擁有各類社會團體21萬個，民辦非企業(yè)單位1714 萬個，基金會1341 個(民政部，2008) 。但是，我國的社團組織還是不夠發(fā)達。發(fā)達國家和地區(qū)每萬人擁有的非營利組織一般都有十多個以上，其社團發(fā)展相當成熟，規(guī)模相當龐大，在西方社會中扮演著舉足輕重的作用；
而我國每萬人擁有非政府組織數(shù)量僅211 個，不僅遠少于發(fā)達國家，而且與一些發(fā)展中國家相比也差距較大。因此，要更好地推進中國的民主化進程，不僅需要進行政治體制的改革，讓人民有更多的渠道參與政治，還需要培育更多的社團和中介組織，因為這種與社團參與相聯(lián)系的公共精神或社會資本，才是民主政治發(fā)展的穩(wěn)定力量。

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