政治信任与中国公民选举参与的影响关系——基于参与意愿与社会公平感的分析

□ 郑建君，赵东东

一、引言

政治参与是公民为争取、实现和维护自身利益，通过合法途径和方式对国家的政治构成、政治运作、政治决策施加影响的行为过程；它是公民权利得以实现的重要方式，反映公民在社会政治生活中的地位和作用，对加强社会的政治稳定具有重要的意义[1]。因此，了解和把握相关影响因素与作用机制，对有效促进公民的政治活动参与具有重要的理论意义与实践价值。已有研究指出，在公民政治参与的影响因素中，除客观的社会经济发展状况外，个体主观的心理变量也发挥着重要影响，如价值观、政治兴趣、政治效能感等都对政治参与具有显著影响。对于某些主观因素是否能够影响公民个体在政治参与中的积极表现，现有研究仍存在相当程度的争议，例如，关于政治信任在选举参与中起何种作用，不同研究的结论并未达成一致[2][3]，如此一来，试图通过厘清公民选举参与的影响因素来达到促进政治参与的目的便难以实现。为了弥补已有研究的不足，本研究拟从政治心理学视角出发来分析政治信任以何种途径影响个体的选举参与，以及此种影响发挥作用的条件。

根据计划行为理论的观点，行为意向是影响行为的最直接因素[4]，政治参与行为的发生同样有赖于个体的参与意愿。因此，政治信任作为重要的政治态度，可能通过参与意愿间接对公民的政治参与行为产生影响。同时，根据社会交换理论，当人们感知到社会公平时，会通过政治参与行为回报政府或政治系统，以反映其真实意愿，为政府做出决策提供参考。鉴于此，笔者可以认为社会公平感知越强，越有助于提高参与意愿转化为实际行动的可能性。本研究的主要目的是通过探索政治信任、参与意愿对政治参与的影响机制以及社会公平感在上述机制中的调节作用，以期发现促进公民政治参与行为发生的心理动力机制。

二、文献回顾与研究假设

(一)政治信任与个体选举参与

一般认为，政治信任是公众对于政治权威当局即政治机构是否符合民众的规范性期待的一种评估，是对政府活动的理性预期或心理期待，是公民对政府表达满意、支持的心理基础[5]。政治信任对于节省政策运行成本、深化政治合作、维护政治稳定等具有深远意义[6][7]。一项元分析结果表明，态度在一定程度上可以影响和预测行为[8]。在政治研究领域，政治态度是政治主体形成的对政治客体相对稳定的心理反应倾向，是影响政治行为最重要的心理因素之一[9]。作为典型的政治态度，政治信任对政治参与行为具有显著的影响作用。

关于政治信任与政治参与之间的关系，许多实证研究指出两者具有显著正向关系。相较于那些较少参与政治活动的公众，政治参与较多的个体，其政治信任水平也更高[10][11][12]。作为重要的政治心理变量，政治信任是影响公民政治参与意图的决定因素，是公民参与行为发生的前提条件[13]。个体的政治信任对政策参与具有显著正向影响[14]。公民政治信任感知的增强有利于政治参与的有序进行[15]。当把焦点放在选举参与或投票时，政治信任的正向影响依然得到多数研究的支持。国内相关研究发现，居民对基层政府和中央政府的政治信任是其参与基层选举投票的重要前因变量[16][17]。例如，村民对乡镇党委、政府的政治信任对其村委会选举参与行为具有显著正向影响[2]。政治信任对投票参与积极性的正向作用在国外研究中同样得到了证实[18]，且个体的投票选择也受到政治信任水平的影响[19][ 20]。基于以上分析，我们提出研究假设：

H1公民政治信任对其选举参与具有显著的正向预测作用。

(二)参与意愿的中介作用

根据计划行为理论，行为意向是影响行为最直接的因素，这种意向反映了个体对执行特定行为的主观意愿，代表了个体计划参与某类行为所持有的动机结构；同时，个体的行为意向受到行为态度、主观规范和知觉行为控制等三个变量的影响[4]。在计划行为理论中，行为态度通过行为意向对实际行为产生影响，延伸到政治参与领域，参与意愿与行为之间并非完全契合，参与行为往往滞后于参与意愿[21]。参与意愿反映个体参与行为的动机，能够预测个体之后的参与行为，具有较高参与意愿的个体，在选举参与中有更加积极的表现[22][23]。根据计划行为理论中“行为态度→行为意向→实际行为”的观点和文献分析，我们认为政治信任作为政治态度，会通过参与意愿对公民实际的选举参与行为施加影响。

一方面，政治信任水平的提升，有助于其参与意愿的增强。在政治研究领域，作为重要的政治态度，政治信任如何影响个体的行为意向得到众多学者的关注。黄懿惠等人以长生生物疫苗事件为案例进行的研究表明，政府信任通过风险接受度这一中介变量对公众的国产疫苗使用行为意向和口碑行为意向产生影响[24]。以居民对化工企业的接受度为背景，方学梅等人发现系统信任对居民的环境抗争行为倾向具有反向影响[25]。这些研究表明，政治信任作为影响行为意向的前因变量在政治学研究领域同样成立，是影响政治参与意愿的重要因素，应该得到重视。另一方面，参与意愿越强的个体，其选举参与行为表现越积极。计划行为理论指出，非个人意志完全控制的行为除受到个人能力、机会以及资源等实际控制条件的制约外，行为意向直接决定行为[4]。作为预测个体行为实际发生的重要指标，行为意向越强，个体进行该行为的可能性越大[26]。具体到参与意愿与政治参与行为的关系，已有证据表明，具有较高参与意愿的个体在实际的选举参与中有更加积极的行为表现[22][23]。以上研究表明，参与意愿对参与行为具有明显的预测效应。

基于上述分析，我们认为，政治信任作为政治态度，其对选举参与的作用受到个体参与意愿的中介影响。在政治信任与选举参与之间的关系研究中加入参与意愿，能够进一步展示政治信任对选举参与的影响路径。据此，我们提出以下研究假设：

H2参与意愿在政治信任对公民选举参与的影响关系中起中介作用。

H2a个体的政治信任水平对其参与意愿具有显著正向影响。

H2b个体的参与意愿对其选举参与行为具有显著正向影响。

(三)社会公平感的调节作用

自古至今，社会公平都是人类追求的崇高理想。孔子的“不患寡而患不均”、亚里士多德提出的“公正是赏罚分明者的美德”，无不体现出公平正义在社会治理中的重要性。根据社会资源分配的合理性和正当性，社会公平应包含“程序”和“实质”两个维度，前者强调人们平等地享受权利和机会，后者侧重资源分配结果的公平；公众对社会(不)平等状态的主观感受就是社会公平感[27]。已有研究显示，公平感知对个体心理和行为能够产生重要影响[28]。如今，关于公平感的研究已经不限于组织管理领域，在政治和公共管理的相关研究中，社会公平感不仅是政治参与的重要影响变量，而且是影响政治参与的条件变量。一方面，社会公平感对相关政治参与具有显著正向影响[29]。那些具有较高社会公平感的个体，其与政府的合作态度、意向也更为强烈[30]；同时，社会公平感能够显著影响与政治参与相关的心理变量，比如能够显著提高个体的政治信任[31][32]，对政治参与满意度和政治合法性知觉也具有正向预测作用[33]。另一方面，社会公平感在政治知识、政治信任对政治参与的影响研究中具有调节作用，即社会公平感知较高的个体，其政治知识对公民选举参与，政治信任对政策参与的满意度、意愿和效能具有更为明显的正向作用[15][34]。

虽然行为意向是实际行为的最直接影响因素，但参与意愿转化为具体行动的效力可能还受到个体的社会环境感知制约，从而出现个体差异。根据社会交换理论，个体行为受到收益或回报导向的交换活动的支配，交换的双方所提供的交换对彼此应该都是有价值的。由于有序政治参与行为不仅能够维护政治合法性和政治稳定，还能够维护公民权利，促使政府做出符合民意的决策。因此，当人们感知到社会公平时，就会将政治参与行为作为有价值的社会交换回报政府或政治系统。据此，提出研究假设：

H3个体的社会公平感知对参与意愿与选举参与行为之间的关系具有正向调节作用。

综上所述，本研究假设模型如图1所示，个体参与意愿在政治信任与选举参与的关系中具有中介作用，同时上述作用机制还受到个体社会公平感知的调节影响。

三、研究方法与过程

(一)数据来源与样本情况

本研究数据来自中国社会科学院“中国公民县乡人大代表选举参与调查项目”。该调查面向全国10个省(自治区、直辖市)，发放问卷8800份，其中有效数据8635份(有效率为98.13%)。在具体的抽样和调查过程中，项目组根据国家统计局发布的2013年地区生产总值数据，在都会区、东北地区、东部地区、中部地区和西部地区抽取经济发展水平居中的10个省(自治区、直辖市)；随后在各地按照相同的标准抽取24个地级市(省会城市为必选)；最后再抽取地级市下辖的区县，通过随机抽样的方式对当地年满18周岁、居住满一年的城乡居民进行入户调查，且每一户仅限一名受访者作答问卷。

具体来看，在8635份有效问卷中，都会区1716人(占总数的19.87%，其中北京851人、天津865人)；东北地区(黑龙江省)880人(占总数的10.19%)；东部地区1709人(占总数的19.79%，其中山东873人、浙江836人)；中部地区1713人(占总数的19.84%，其中湖北877人、安徽836人)；西部地区2617人(占总数的30.30%，其中甘肃870人、陕西867人、广西880人)。受访者的年龄分布在18～88岁(M±SD为41.53岁±14.36)；在性别分布上，女性公民4343人、男性公民4292人，分别占总数的50.30%和49.70%；在民族类型上，受访者中少数民族群体共计867人，占总数的10.04%，其余均为汉族群体；在受教育水平上，初中及以下学历4286人、高中(含高职高专)学历2739人、大学及以上学历1610人，三类人群数量分别占到总数的49.64%、31.72%和18.64%；在政治面貌上，中共党员892人、共青团员1343人、群众及其他6399人，三类人群数量分别占到总数的10.33%、15.55%和74.11%，另有信息缺失1人；在经济收入方面(个人月均收入)，低收入(1500元以下)群体3653人、中等收入(1501～3500元)群体3829人、高收入(3501元以上)群体1153人，三类水平群体占总人数的比例分别为42.30%、44.34%和13.35%。

(二)变量测量

1. 预测变量。对于政治信任的测量，采用孙昕等人编制的量表工具[2]。该量表由单一维度构成，共计5个题目，并采用6点计分(备选项中的数字从1到6，分别表示从“完全不同意”到“完全同意”)。题目的样例如下：“党和政府的政策确实是真心实意关心普通老百姓的。”该量表所有题目均为正向计分，各个题目的得分加总后取均值，得分越高表示该个体的政治信任水平越高。在本研究中，利用该量表获得的数据对信度进行计算，其Cronbach’sα系数为0.87。

2.结果变量。对于选举参与的测量，本研究将其聚焦于县乡两级地方人大代表的选举活动，并根据其具体推进程序设计4个题目来对选民直接参与选举的情况进行评估。这4个题目主要关注的内容包括：(1)是否参与了提名候选人(0.5分)；(2)是否参与了确定候选人的协商(0.5分)；(3)是否参与了候选人的见面活动(0.5分)；(4)是否亲自到投票现场完成投票(2.5分)。根据被调查对象在上述参与行为上的表现来获得相应的分数(0～4分)，并对各个环节的得分加总，以确定其在整个地方人大代表选举过程中的参与情况。

3.中介变量。对于参与意愿的测量，本研究借鉴已有对公民政治参与行为意愿研究相对成熟的测量工具进行评估[35]。该量表由单一维度构成，共计3个题目，并采用5点计分(备选项中的数字从1到5，分别表示从“非常不同意”到“非常同意”)。题目的样例如下：“我希望在地方人大代表选举中有更多的实际参与。”该量表所包含的题目中，有2个题目为正向计分、1个题目为反向计分，对所有题目得分加总取均值后，根据被调查者的得分高低判断其参与意愿的水平情况。在本研究批次的数据中，该量表的Cronbach’sα信度系数为0.78。

4.调节变量。对于社会公平感的测量，借鉴刘亚等人的问卷工具，侧重从程序公平感和结果公平感两个维度进行分析[28]。对于程序公平感维度，共有6个题目，题目的样例如下：“我国现有的收入分配是有章可循的。”同样，对于结果公平感维度，也有6个题目，题目的样例如下：“我所获得的收入反映了我对工作所做出的努力程度。”该量表的12个题目，均采用5点正向计分(备选项中的数字从1到5，分别表示从“非常不同意”到“非常同意”)。对于每个维度上的得分，通过计算该维度下所有题目得分的均值获得，分数的高低代表其程序公平或结果公平的感知水平程度。在本研究批次的数据中，程序公平感和结果公平感两个维度的Cronbach’sα信度系数分别为0.85和0.87，问卷的总体信度系数为0.89。

5.控制变量。以往的研究显示，政治沟通与政治参与之间具有显著的相关关系[36]，特别是有序政治参与及其效果达成有赖于政治沟通与参与的交互效应[37]。为此，本研究将政治沟通作为控制变量，纳入后续的假设检验模型。在具体测量上，采用已有相对成熟的政治沟通问卷中的“现状评价”维度的3个题目，并采用5点计分(备选项中的数字从1到5，分别表示从“非常不同意”到“非常同意”)。题目的样例如下：“民众能有效利用各种渠道向政府表达自己的意见。”[38]有关政治沟通现状评价的所有题目均为正向计分，加总取均值后根据得分高低表示个体对自身体验到的政治沟通的总体水平。在本研究中，该测量工具的Cronbach’sα信度系数为0.71。

(三)统计分析策略

本研究采用SPSS26.0和Mplus8.3进行数据管理和统计分析，对于所获得的8635份有效数据，本研究采取如下统计处理：首先，对测量的有效性和可信度进行检验，并对所关注的核心变量及相关人口学统计指标进行描述统计分析；其次，针对本研究提出的假设研究模型，采用验证性因素分析对变量之间的结构区分效度进行检验，并对所涉及变量可能存在的同源偏差干扰影响进行检验；再次，进一步验证假设模型中所提出的“政治信任—参与意愿—选举参与”的中介机制和以社会公平感为调节变量的条件机制；最后，针对有调节的中介效应模型进行稳健性检验，进一步明确不同社会公平感水平下政治信任对个体选举参与影响机制的变化形态。

四、假设检验与结果

(一)描述性统计分析

如表1所示，对核心变量及相关人口统计学指标变量进行描述性统计分析，结果显示：政治信任、选举参与、参与意愿和社会公平感(程序公平与结果公平两个维度)之间均表现出显著的正相关；同时，作为控制变量，政治沟通与其他核心变量之间也表现出显著的正相关；此外，性别、民族、年龄、政治面貌和个人月均收入也与结果变量之间具有显著的相关，对于这些人口统计学指标，将与政治沟通一起作为控制变量纳入后续的模型检验中。

表1 各个核心变量的均值、标准差与相关矩阵

(二)变量关系结构的区分效度检验

采用Mplus8.3对本研究设定的测量模型进行验证，借助WLSMV估计进行变量关系结构的验证性因素分析(表2)。结果显示：与其他四个备选模型(备选模型A将政治信任与参与意愿合并为一个因素，备选模型B将参与意愿与程序公平感、结果公平感合并为一个因素，备选模型C将选举参与之外的四个因素进行了合并，备选模型D将所有因素合并)相比，基准模型(五个因素：政治信任、参与意愿、选举参与、程序公平感和结果公平感)对数据的拟合效果最佳，其CFI、TLI、RMSEA和SRMR等拟合指数远优于其他模型，且基准模型与其他备选模型的卡方DIFFTEST也存在显著差异。对于因共同方法偏差造成的干扰影响，本研究的检验结果显示并不明显，主要表现在以下两个方面：第一，验证性因素分析中备选模型D将所有因素合并为一个因素，其拟合的表现相对最差；第二，采用探索性因素分析，将24个题目汇聚为5个因子，累积方差解释了总变异的57.91%，第一个因子的方差解释了总变异的15.25%(未旋转情况下为28.84%，远低于临界值40%)。

表2 验证性因素分析结果

(三)中介效应与调节效应的检验

采用分层回归分析分别考察政治信任对中国公民选举参与的影响作用，以及参与意愿的中介作用和社会公平感的调节作用。在进行模型检验之前，一方面对所关注的预测变量进行中心化处理，另一方面将非连续数据的变量转化为虚拟变量，并将政治沟通和性别、民族、年龄、政治面貌以及个人月均收入作为控制变量纳入模型。此外，对所有预测变量的方差膨胀因子值进行统计检验，均未超过2.62，表明多重共线性的影响不严重。

中介作用和调节作用的检验结果见表3，政治信任对选举参与和参与意愿具有显著的正向预测作用；将政治信任和参与意愿同时纳入模型，参与意愿对选举参与具有显著的正向预测作用，而政治信任对选举参与的影响作用不显著，表明参与意愿在政治信任对选举参与的影响机制中具有显著的完全中介作用。此外，程序公平感与参与意愿、结果公平感与参与意愿，两个交互项均对选举参与具有显著的正向预测作用。这一结果表明，在政治信任通过参与意愿对中国公民选举参与的影响机制中，社会公平感具有显著的调节作用。

表3 参与意愿中介作用和社会公平感调节作用的检验结果

图2 参与意愿与程序公平感对选举参与的交互效应

图3 参与意愿与结果公平感对选举参与的交互效应

对于社会公平感的调节作用，本研究分别从程序和结果公平感两个维度做进一步的交互效应分析。将程序公平感得分按照M±1SD的标准划分为高分组和低分组，并绘制其与参与意愿的交互作用图(图2)，简单斜率检验的结果显示：在程序公平感高分组(bsimple slope=0.28，se=0.03，t=8.24，p<0.001)和低分组(bsimple slope=0.08，se=0.03，t=2.53，p<0.05)中，参与意愿对选举参与的正向影响均达到显著水平。其中，程序公平感得分较高的群体，其参与意愿对选举参与的影响效应更大，Z=4.71，p<0.001。同样，将结果公平感得分按照M±1SD的标准划分为高分组和低分组，并绘制其与参与意愿的交互作用图(图3)，简单斜率检验的结果显示：在结果公平感高分组(bsimple slope=0.25，se=0.03，t=7.62，p<0.001)和低分组(bsimple slope=0.08，se=0.03，t=2.51，p<0.05)中，参与意愿对选举参与的正向影响显著；但那些结果公平感得分较高的群体，其参与意愿对选举参与的影响效应更大，Z=4.01，p<0.001。

表4 社会公平感对中介机制调节的稳健性检验结果

(四)稳健性分析

对研究的假设模型进行稳健性检验，Bootstrap(1000次)分析的结果显示：参与意愿的中介效应显著(效应值为0.03)，其95%置信区间为[0.02, 0.04]，该中介效应占政治信任对选举参与影响总效应的75%。如表4结果所示，对于程序公平感而言，高分组条件下参与意愿的中介效应(0.04)显著高于低分组条件下参与意愿的中介效应(0.01)，二者的效应值差异显著(差异值为0.03)，其95%置信区间为[0.02, 0.05]；对于结果公平感而言，高分组条件下参与意愿的中介效应(0.04)显著高于低分组条件下参与意愿的中介效应(0.01)，二者的效应值差异显著(差异值为0.03)，其95%置信区间为[0.01, 0.04]。

五、讨论与总结

(一)结果分析

本研究使用微观调查数据，构建了一个有调节作用的中介模型，以分析政治信任对选举参与的影响机制与条件。结果发现：政治信任对选举参与具有显著的正向影响，即政治信任度高的个体更有可能参与人大代表选举；参与意愿在政治信任对选举参与的影响机制中具有显著的完全中介作用，政治信任通过参与意愿间接对选举参与产生影响。此外，参与意愿对选举参与的正向影响受到社会公平感的调节影响，即在高社会公平感知(程序公平感与结果公平感)条件下，参与意愿对选举参与的正向作用得到增强。

首先，本研究证实了政治信任对选举参与的正向预测作用。截至目前，已有研究关于政治信任与政治参与的关系，仍旧存在争议。本研究发现，在加入人口变量并控制政治沟通因素后，政治信任对选举参与的正向作用依然成立。这进一步证实了政治信任作为公民对政府表达满意、支持的心理基础，是影响政治行为的重要心理因素，对于政治参与行为确有正向预测作用，是提升选举参与的重要动力。作为典型的政治态度，政治信任的提升将促使个体更加积极地参与政治活动，为发展中国特色社会主义民主注入活力。

其次，本研究首次提出“政治信任→参与意愿→选举参与”的中介路径，并利用中国公民的调查数据进行验证，结果表明参与意愿在政治信任与政治参与关系中具有完全中介作用。作为个体的政治态度，政治信任对政治参与行为的影响需要通过公民的参与意愿发挥作用，这不仅说明计划行为理论在解释政治信任对政治参与的影响机制时具备较强解释效力，同时也体现出参与意愿在扩大公民政治参与中的重要意义。虽然参与意愿能够较为直接地预测公民积极的政治参与行为，但对于促进公民真实、有效的政治参与，并不能仅仅依靠参与意愿的提升。因此，实现政治现代化，不仅需要扩大政治参与，更要注重政治参与的质量，在未来的政治参与研究中还需重点关注如何提高公民的参与认知和参与能力。

最后，政治信任通过参与意愿对选举参与行为的间接作用受到社会公平感的调节影响。这说明，一方面，参与意愿对选举参与的正向作用在高社会公平感知(程序公平感和结果公平感)条件下得到增强；另一方面，社会公平感对公民的选举参与起到促进作用。这从政治参与角度证实了社会公平感对个体与政府或政治系统的合作行为具有积极影响作用的结论[39]；同时，社会公平感对参与意愿和选举参与之间关系的调节作用符合社会交换理论的观点。政府为维护政治体系的合法性和政治稳定状态，需要公民通过制度化政治参与表达民意，再加上社会公平感对提升个体与政府或政治系统的合作态度与意向具有促进作用。因此，当人们感知到社会公平时，会通过制度化的政治参与行为来表达自身的利益与诉求，使政府部门能够顺利了解民意，以做出和形成有益于人民利益的决策、政策。

(二)实践意义与启示

公民有序的政治参与不仅是民主理念的充分体现，还能够有效维护公民权利，对化解社会矛盾、维持政治稳定更是具有深刻意义。当前，我们还处在积极推进公民政治参与的探索阶段，本研究结果对于扩大公民政治参与、实现政治民主化具有一定的实践意义与启示作用。第一，公民个体的政治参与积极性以及在政治活动中的表现，有赖于其政治信任水平的提升。提升公民的政治信任，使其相信党和政府以及公职人员不仅有意愿并且有能力为民服务(特别是对政府工作绩效以及管理创新与能力的提升)，有助于促进公民制度化政治参与意愿的提升，并进一步推进我国公民有序政治参与。第二，本研究揭示的政治选举参与的中介机制表明，参与意愿是促进选举参与的重要中间因素。鉴于社会资本、政治效能感、媒介接触与信任等对政治参与意愿的提升作用[22][40][41]，在提升个体政治信任水平的同时，还需要通过丰富社会资本、提升政治效能感、提高政治兴趣等方式来增强我国公民参与政治活动的意愿，以促进其在政治活动中的积极表现。第三，高社会公平感知有助于促使个体的参与意愿转化为实际的选举参与行为。政府应采取有力措施切实改善社会利益分配的公平程度，深化收入分配制度改革，优化收入分配结构，努力做到公平公正，让每位公民都能平等享受改革开放的发展成果；将公平公正的原则贯穿于立法、执法的各个环节，让公民在社会生活中切实感受到公平正义。