0 引言

民主不仅是一种宏观的政治结构，也是一种微观的治理实践。宏观层面的民主对一个发展中国家来说很难度量，长期以来，微观层面的政治参与成为研究民主政治制度的重要形式。所谓政治参与，是指普通公民通过直接与间接方式影响政治权力体系及公共政治生活的政治行为(Barnes and Kaase，1979)。居民政治参与模式由参与心态、行为方式、目标模式和价值取向所构成，在不同的环境条件下，参与模式并不完全相同。它是现代社会民主制度赖以存在的基础，也是衡量国家民主发展程度的重要标志之一。作为有效政治制度的体现，政治参与建立了公众与政府执政过程的关联，它允许公众直接或者间接地向政府传达利益关切的问题 (Chen, et al, 2016;Chen Xu, 2017a, 2017b)。

居民有序的政治参与，不仅可以提高政府对民众要求的回应度，而且能够促进国家地区的政治发展、社会稳定。在一些发展中国家，政府尝试权力下放、推行基层民主政策(Stiglitz， 2002)，政治参与、基层民主的积极作用与局限性引起学者广泛关注。Olken(2010)选取印尼3个省份48个村庄的样本数据，研究直接民主对当地公共产品供给的决策影响，研究发现村民很享受“参与”事务，政治参与过程不仅增加了村民的满意度，而且提升了村民自发参与的积极性。基层民主的发展不仅增加了当地政府的关注度，而且促使了政府公共支出的政策倾斜。Chattopadhyay and Duflo(2004)选取265个村庄选举数据发现，在印度村庄里，领导者的性别差异产生了投资偏向，妇女组织的选举活动催生了妇女导向型政策。Foster and Rosenzwig(2001)同样发现印度村庄选举促使当地政府增加了道路建设投资，而减少了水利灌溉设施投资。因为道路建设支出能够为没有耕地的农民提供就业机会。

中国作为世界第二大经济体，经济社会高速发展。随着中国经济发展和社会改革的不断深化，中国政治民主现状成为学者关注的焦点，一方面，中国城市居民的政治参与水平逐步提高，政治参与形式呈现多样化；另一方面，中国当前政治体系是由计划经济时期行政命令转型而来的，政府仍旧掌握大量经济、社会管理权限。在经济社会发展过程中我国城市居民的政治参与呈现怎样的特征？本文使用2013年在中国30个省会城市进行的居民生活调查抽样数据，分析当前中国城市居民政治参与行为的现状和决定因素。主要研究不同特征群体在政治参与形式中的表现差异，个人社会经济因素和社会资本因素对城市居民政治参与行为的影响。

我们首先扩展了我国居民政治参与的概念范畴，除了选举参与、维权参与(联系政府官员或者向政府抱怨)和居民自治参与之外，我们还同时考虑了居民对网络公共事务讨论的参与(称为“政策参与”)。基于中国30个省会城市、直辖市及自治区6259份居民微观数据，我们从个人社会经济因素与社会资本因素角度，分析了中国城市居民的上述四种政治参与行为的特征及其影响因素。我们还发现不同群体展现出了不同的维权方式。政治关联(是否有亲友在政府工作)作为一种个体的社会资本，显著影响着政治参与。政治关联可以促进对公共事务关注程度从而提升政治参与的频率。收入的提高伴随着对公共事务关注程度的提高和生活条件的改善，因而个体更愿意参与政策讨论，而相对较少地参与维权。政治面貌也影响着政治参与的积极性。此外，有序开展民间组织活动，也是提高城市居民各类政治参与的有效途径。

本文的结构安排如下： 第1部分梳理相关文献，并说明本文的贡献。第2部分介绍数据特征，对变量选取进行说明和描述性统计分析。第3部分实证分析中国城市居民政治参与行为决定因素。第4部分是结论。

1 文献综述

表4的第二部分显示，当政治关联存在时，四种政治参与行为的参与率明显偏高。表明政治关联的存在与中国城市居民政治参与行为存在明显的正相关性。有亲戚、家人在政府部门工作的居民有可能对公共事务的关注度更高，因此有更多的信息优势，而拥有信息优势的参与者能够从政治参与中获利。我们将在机制讨论部分分析相应的机制。同样地，城市居民积极参与民间组织活动增加了该群体进行政治参与的可能性。

Visibility inversion of a haze process in Beijing by remote sensing based on MODIS satellite observations

以往文献研究表明，不同国家地区居民政治参与行为及其决定因素各不相同，不同群体参与政治行为时选择的参与形式也不同。例如个人月均收入、性别、年龄、受教育程度、政治面貌等变量，对被解释变量表现出不同的效应水平。统计描述也初步揭示，中国城市居民个人社会经济因素与社会资本因素的差异，其政治参与行为表现出不同特征。为了识别出中国城市居民的政治参与形式及其决定因素，借鉴已有文献，下面建立一个政治参与的计量经济模型，描述相关变量和政治参与行为之间的关系。其中很多个体社会经济特征，如收入、受教育程度、性别等变量，通过影响个体进行政治参与的成本及收益，进而影响城市居民实际参与行为。同样地，是否存在政治关联、居民对政府的信任水平、居民是否参与民间组织活动，也在一定程度影响城市居民的政治参与情况。计量模型为基于个体层面的logit模型，假设城市居民政治参与行为由以下方程决定：

受教育程度的提高伴随着更多的选举参与、政策参与和自治参与。同时，党员的身份会对四种政治参与都有积极的影响。中共党员是当前中国城市居民政治生活中的活跃力量，中国共产党在城市政治生活中的影响十分明显。受教育程度和党员这两个变量都一定程度地蕴含了人力资本的水平。人力资本的提高降低了参与者政治参与的信息成本，促进了城市居民的政治参与行为。还有一种可能是地方政府和地方自治组织对高教育人群和党员人群的动员更加积极。

与凯美瑞混合动力车类似，2016款雅阁混合动力车在发动机飞轮与电控变速器的输入轴之间安转了扭转减振器。飞轮通过1个定位销以及8个螺钉与曲轴凸缘连接，扭转减振器通过6个螺钉固定在飞轮后端面上，电控变速器的输入轴通过外花键插入扭转减振器的内花键孔中，将发动机的动力输入到电控变速器内(图6)。

相比于已有文献，我们的分析扩展了我国居民政治参与的概念范畴，除了选举参与、维权参与(联系政府官员或者向政府抱怨)和居民自治参与之外，我们还同时考虑了居民对网络公共事务讨论的参与，在相同的计量分析框架下同时考虑这四种参与的特征和影响因素。我们认为拓宽居民的政治参与不只是一个量的问题，还包括提升政治参与渠道的多样性。在我国特定的体制下，随着网络媒体和新媒体的不断发展，个体网络参政的方式越来越普遍。基于此，我们的分析说明了，个体的社会经济因素不只对于选举参与、自治参与和维权参与有影响，同样也会影响到个体参与网络公共事务讨论的激励。

随着科学技术的迅速发展,培养更多具有创新能力、适应时代要求的体育人才,是当前体育专业教学工作的一项重要任务.实验教学是体育基础理论教学的重要组成部分，是培养学生观察能力、分析能力、动手能力等的有效途径，在体育专业建设中起到很重要的作用,直接影响到专业培养目标的实现.因此，创新实验教学内容,加强实验教学手段,探索实验室建设、管理的新模式,提高实验教学的质量与水平,对实验室的科学发展具有积极意义[1-4].

2 数据来源和描述性统计

本文使用的数据，来自于零点研究咨询集团于2013年1—2月进行的城市居民生活调查，调查问卷样本范围覆盖了中国30个省会城市、直辖市及自治区[注]不包括拉萨、香港特别行政区和澳门特别行政区以及中国台湾。。访问对象是根据多阶段随机抽样方法，在样本抽取过程中采取“行政区—地块—小区—样本户—个人”的抽样程序，综合权衡了所选区域分布、经济状况的分散性与代表性。问卷调查对象必须同时满足以下四个条件： (1)年龄为18～60周岁(包括18周岁和60周岁)；(2)在当地居住一年及以上；(3)调查对象在受访前六个月内没有参加过任何形式的市场调查活动；(4)调查对象本人及家人不在相关行业工作(市场调查机构或公司的市场研究部门、广告策划公司或公司的广告策划部门、电视、广播、报社、杂志等媒体机构)。问卷中，详细考察了受访者的个人背景(包括收入、教育、年龄、就业等)、公民政治参与等方面的信息，总计达到有效样本数6259个。

所抽取的有效样本中居民居住区域分布较合理。男性占49.21%，女性占50.79%，性别比例均衡，和中国家庭收入调查数据(CHIP2013)中的男性比例(49.75%)很接近。从受访对象年龄分布来看，30岁以下为35.76%，31～40岁为23.98%，41～50岁为25.79%，51～60岁为14.48%。平均年龄比CHIP2013低3岁，相比于CHIP2013数据在30到50岁之间的人较为集中。在CHIP2013中，30岁以下为31.61%，31～40岁为16.22%，41～50岁为20.90%，51～60岁为15.45%。从受访对象学历分布来看，初中及以下比例为21.88%，高中比例为36.71%，大专及以上为41.41%。总体的学历比CHIP2013中的偏高。在CHIP2013中，初中及以下比例为45.48%，高中(包括职高和中专)比例为16.8%，大专及以上为37.72%。从受访对象政治分布来看，党员所占有效样本比例仅有7.31%，比CHIP2013低。CHIP2013中的比例为16%左右。作为衡量城市居民政治参与行为的决定因素，人均月收入水平反应了城市居民的经济地位，在所有受访人员中人均月收入多集中于1500～5000元，比例结构均衡。低收入人群(2000元以下)占23.53%，中等收入人群(2000～5000元)占58.17%，高收入占18.29%。平均月收入比CHIP2013低297元，收入的分布也分散一些。在CHIP2013中，低收入人群(2000元以下)占17.94%，中等收入人群(2000～5000元)占75.50%，高收入占6.56%。

 

表1 城市居民生活调查数据与中国家庭收入调查数据(CHIP2013)的比较

  

变量定义城市居民生活调查数据中的均值中国家庭收入调查数据(CHIP2013)中的均值前者与后者均值之差男性比例49.21%49.75% -0.54%(0.007)年龄分布37.2740.13-2.86***(0.200)30岁以下35.76%31.61%31～40岁23.98%16.22%41～50岁25.79%20.90%

 

续表

  

变量定义城市居民生活调查数据中的均值中国家庭收入调查数据(CHIP2013)中的均值前者与后者均值之差51～60岁14.48%15.45%最高学历大专及以上41.41%37.71%3.70%***(0.007)党员比例7.31%16.00%-8.69%***(0.004)月收入分布-290.7***(39.99)2000元以下23.53%17.94%2000～5000元58.17%75.50%5000元以上18.29%6.56%

注： 最后一列的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

2.1 城市居民政治参与分析

关于政治参与概念的界定，由于各国研究者所处的政治环境、所持的政治视角和思维方式不同，因此对政治参与含义的理解和认定也有所不同。本文对政治参与采取一种比较宽泛的定义，认为政治参与就是居民能够通过直接或者间接的方式，向政府传达自己对事物的看法、关注的问题，以及对政府的意见、抱怨。依据国外政治参与方式多元化的研究，以及《中国政治参与报告蓝皮书(2013)》相关规定，本文从四个维度考察中国城市居民政治参与行为。其中第(1)～(4)个问题分别代表了选举参与、政策参与、自治参与、维权参与四种不同政治参与方式。问题如下： (1)在本市最近一届基层(区)人大代表选举中，您投过票吗？(2)请问您平时是否上网讨论公共事务？(3)请问您平时是否参加本地社区活动？(4)请问在过去一年中，您是否以各种方式表达过对本地政府或政府官员的意见、抱怨或不满？被解释变量采取0—1二元变量的形式，“参与=1，不参与=0”。

 

表2 政治参与变量描述统计

  

变量定义样本量均值标准误最小值最大值选举参与60190.16 0.37001政策参与61910.25 0.434 01自治参与62320.370.483 01维权参与61650.070.270 01

从表1中可以看出城市居民选举参与、政策参与、自治参与、维权参与四个维度的政治参与行为均值都小于0.5，且标准误差普遍偏高。说明中国城市居民的政治参与水平普遍偏低，政治参与有效性不足。城市居民偏好自治参与和政策参与这两种政治参与形式；而另外两种政治参与形式，选举参与、维权参与则受到冷落。调查问卷的受访对象年龄全部分布于18～60岁，每个公民享有自己的投票选择权，但当被问到“您了解这些人大代表候选人吗？”这一问题时，68.69%的受访者表示并不了解人大代表候选人基本情况。多数受访者形式上进行了选举参与，实际上是“被参与”，城市居民并没有真正享受到参与的权利。另一方面，维权参与有效样本达到6165个，而参与水平的均值为7.16%，说明中国城市居民维权参与意识较低。当居民在生活中存在抱怨、不满时，消极地维护自己的权益，回避通过各种正常渠道向本地政府及其官员提出自己合理的诉求。城市居民相比农村居民往往受教育程度高、民主意识强，但城市居民选举参与、政策参与、自治参与和维权参与的现状，说明加快推进中国城市民主政治发展、提升城市居民政治参与的急迫性和重要性。

另一个问题是，四种政治参与方式相互之间是否具有一致性，即进行选举参与的城市居民，是否同时进行政策参与、自治参与或者维权参与的可能性也比较高？因为有学者发现，各种各样的政治活动参与者往往具有共同的个人特征，选举参与等制度化政治参与，与非制度性政治参与活动，例如自治参与，往往具有一定的重叠(Burns et al., 2001) 。通过对样本的统计分析，我们也发现城市居民选举参与显著相关于政策参与、自治参与。参加投票选举的城市居民中，政策参与的比例为31.10%；而参加投票选举的城市居民，自治参与的比例为53.90%。这些居民往往是对公共性政治事务的偏好者，善于通过上述途径表达自身利益诉求。相反，参加投票选举的城市居民中，88.75%的人不进行维权参与；不参加投票选举的城市居民中，高达91.32%的人也不通过个人维权的方式来表达利益诉求。

新城建设往往区域面积较大，但没有执行紧凑集中的城建方针，使城市建设分布分散，形成浪费[4]。新城的空间功能比较多样，但各部分功能空间之间的界限过于明显，彼此过于独立，渗透性不强。大尺度的空间设计导致各职能空间联系性差，城市整体效率下降。

2.2 收入与城市居民政治参与行为

借鉴已有文献对收入与民主参与的讨论，本文此处先利用统计数据描述收入因素与中国城市居民政治参与行为的相关性。在受访调查的样本数据中，收入测度不仅包括受访者工资收入，而且包含了单位发放的并未在工资中显示的粮、棉、油、肉、菜、柴等实物收入的总和。城市居民月收入水平被划分为19个层次：“500元及以下”“500～1000元”“1001～1500元”等。我们首先来分析中国城市居民收入水平与居民政治参与行为的关系。按照收入是否高于中值将个体分为高收入者和低收入者，高于或等于中值为高收入者，反之则是低收入者。

ERP系统在优化企业的内部结构，合理配置各种信息和资源方面具有一定的优势，但是，各种信息资源的合理使用及配置必须要有一套先进的管理制度作为前提，只有这样，才能有效实现各种资源的合理利用。所以，企业要想更好地发挥ERP系统的影响及作用，就要建立相关的管理制度，以此来明确和规范各个部门、员工的工作职责和分工，只有供应、销售、物资、生产等各个部门都明确自己的职责，才能及时、准确的录入信息，最终方便企业财务部门汇集、整理所有的数据和信息。

 

表3 收入与城市居民政治参与描述统计

  

所有个体高收入者低收入者高收入者与低收入者之差选举参与率/%16.4019.0712.696.38***(6019)(3498)(2521)(0.009)政策参与率/%25.2129.8218.8111.01***(6191)(3602)(2589)(0.011)自治参与率/%37.2236.9137.67-0.76(6232)(3628)(2604)(0.012)维权参与率/%7.927.917.93-0.02(6165)(3579)(2586)(0.007)

注： 括号内的值为样本容量；表中数值为样本均值。前三列括弧中为样本观测值个数。最后一列的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1)。

通过表3可以看出： (1)收入变量对选举参与有正向影响，高收入者的选举参与均值高于低收入者的选举参与均值。高收入者的均值达到了19.07%，低收入者的均值仅为12.69%。说明在选举参与行为上，高收入者比低收入者积极。(2)相比选举参与，政策参与均值在高收入者与低收入者之间的差异更为明显，高收入者的均值达到了29.82%，而低收入者的均值仅为19.81%。(3)收入因素对于自治参与有负的影响。可能是因为低收入群体有更多的闲暇时间参与社区相关活动。(4)0—1的收入变量对维权参与的影响也是负的，但不明显。低收入的人有更多的维权行动，可能的一个解释是低收入人群的生活条件相对不理想，有更多的维权需求。我们将在机制讨论部分具体分析这些可能的机制。

2.3 社会资本因素与政治参与分析

社会资本是参与者共同熟悉、公认而且制度化的关系网络。作为社会结构的一部分，社会资本促进了行动与合作的产生。社会资本不仅存在于社会信任中，而且存在于民间组织活动。根据帕特南(Putnam,1993)的社会资本理论，它可以促进居民对公共事务的参与。那么，在中国城市居民政治参与行为中，社会资本是否可以起到类似的作用呢？本文引入居民对政府的信任水平、是否参与民间组织活动、是否存在政治关联三个变量，衡量社会资本因素对中国城市居民政治参与行为的影响。

本文中关于政府信任水平的度量采用李克特计分制(Likert Scale)，将问题的回答设定为“非常同意”“同意”“一般”“不太同意”“非常不同意”五个等级，分别赋值5分、4分、3分、2分、1分，分值越高表明城市居民对政府信任水平越高。本文中对政府信任水平通过三个问题的加总得分来度量： (1)本地政府官员一般来讲都是尽职尽责的；(2)即使没有人大、司法、媒体和社会的监督，本地政府也会高质量的完成工作任务；(3)如果我需要政府部门帮我解决问题，我会得到平等和认真的接待。政府信任水平加总得分为3～15分。我们将总分大于等于8的记为“政府信任=1”，将总分小于8的记为“政府信任=0”。

参与者同政府部门的关系，以及参与者对本地民间组织活动的参与，这两个方面在一定程度上也会影响居民的政治参与情况。我们通过如下两个问题：“您家是否有亲戚家人在政府部门工作？”“在过去一年里，您是否参与过本地民间组织的活动？”分别考察政治关联、民间组织活动参与，是否为中国城市居民政治参与行为的影响因素。

由此可知，低压给水管径越小，全甩负荷暂态时低压给水管道存水量越小，暂态过程中给水泵入口富裕压头最大降落值的时间减少，给水置换过程加快，前置泵入口的有效汽蚀余量增加，对除氧器瞬态反而是有利的。当管径由Φ630×15降为Φ610×15时，汽蚀余量富余值增加 1m。另外，降低管径可减少低压给水管材重量，减少投资，且管系对设备的推力和力矩都减小，对设备安全运行有利。从对比表格中可以看出，管道流速均在推荐流速范围之内。因此本算例推荐下降管管径为Φ610×15。

我们在表4中列出不同的政府信任程度、政治关联和民间组织活动这三个二元变量和四种政治参与率的关系。在每一种社会资本因素的前两行分别列出变量取1和取0时的四种政治参与率，每部分的第三行为前两行的差，表明了这一维度的社会资本对相应政治参与的影响。

我看了曲谱，脸都变样了。这么多音符啊！像成群结队的蚂蚁，黑乎乎的。这首曲子怎么这么难啊！这么多符号，看都看不清，怎么弹？

表4的第一部分表明政府信任水平与选举参与、自治参与呈现出正向相关性。城市居民对政府的信任水平越高，进行政治参与的可能性越高。维权参与行为通过如下问题来度量：“是否以各种方式表达过对本地政府或政府官员的意见、抱怨或不满。”维权参与行为和政府信任水平呈现负相关性，但不显著。一个解释是城市居民对当地政府的信任程度越高，对政府的抱怨、不满就越少，这与理论上的判断是一致的。

 

表4 三种社会资本(对政府的信任、是否存在政治关联、是否参与民间组织活动)与政治参与率

  

变量名称变量性质选举参与率/%政策参与率/%自治参与率/%维权参与率/%对政府的信任是17.8925.2038.387.71否10.6225.2832.738.737.27***-0.085.65***-1.02(0.010)(0.014)(0.015)(0.009)政治关联是23.6037.7246.0712.26否15.4823.4035.957.307.12***14.32***10.12***4.96***(0.017)(0.019)(0.020)(0.013)民间组织活动是36.8846.9768.1017.45否14.2122.9234.106.8822.67***24.05***34.00***10.57***(0.021)(0.022)(0.020)(0.016)

注： 上表中分析的是子样本的参与率。第3、6和9行的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1)。

已有文献对于民主体制的理论与实证研究已经十分深入。现代化理论认为民主体制产生于富裕国家，并且在富裕国家得到加强巩固(Lipset，1959)。较高的收入水平、教育水平不仅可以减少争斗，提升居民的人力资本水平，而且能够促进民主政治的产生、发展与延续(Glaeser et al., 2004)，促进再分配政策的实施(Benhabib and Rustichini，1996)。但是Acemoglu et al.(2005、2008)利用跨国数据研究发现在固定效应存在的前提下，收入、教育与民主之间的因果关系并不存在。基于政治民主定义与度量的差异，不同计量模型产生不同的结论。Benhabib et al.(2013)扩大样本数据范围，依据数据特征，采用双边Tobit模型与双边审查模型，得出固定效应存在时经济的持续发展会推动民主水平的提升。同样地， Treisman(2011)证实了固定效应存在的前提下收入对民主的效应依然显著。

3 政治参与行为的决定性因素分析

范国防今年63岁，出生在农村，当过农民，干过生产队长，在农业局工作过，当过农艺师，30多年一直经营农药。其经营管理的核心就是“人、品、法”三个字。

3.1 模型设定及变量描述

在不同国家、不同历史条件下，居民的政治参与行为决定因素并不相同。例如，美国学者发现高层次的收入、教育水平会促使公众群体倾向于政治参与。因为富裕群体不仅拥有良好的政治知识与专业知识，而且拥有丰富的经济资源和社会资源(Barkan，2004)。降低了城市居民参与政治活动的信息成本，有助于参与者理解复杂的经济、政治环境(Flanagan，2003)。Krishna(2008)、Booth and Seligson(2008)和Bratton et al.(2010)分别研究了印度、拉丁美洲、东亚居民的政治参与行为，发现贫困群体的政治参与程度并不低于富裕群体社会资源差异导致居民政治参与行为选择不同，Verba et al.(1995)发现拥有较少时间、金钱、公众技能的参与者更倾向于参与其他形式的政治活动，而不是投票选举。Lawless and Fox (2001)研究发现除个人社会经济变量之外，参与者是否与政府进行政治接触、参与者对政府的信任程度也是居民政治参与行为的决定因素。

Pr(Yi=1|X)=Pr(α+βX1i+γX2i+δX3i+εi>0)

(1)

其中，i代表城市居民个人。Yi是相应的政治参与行为的度量，分别为选举参与、政策参与、自治参与、维权参与，是一个关于0—1变量。Yi=1代表城市居民进行某种政治参与行为，Yi=0代表没有。X1i代表个人社会经济因素主要变量，包括个人月均收入水平、受教育年限、性别、政治面貌。其中收入水平(以元为单位)为连续变量，取对数形式[注]问卷中的收入问题是让受访人在不同收入的区间段选择一个自己收入所在的区间，最低的是“500元及以下”，最高的是“20001元及以上”，其他的区间段，我们取其中值作为相应的收入。“500元及以下”的区间段我们用250元作为估算，“20001元及以上”的区间段我们用25000元作为估算。；受教育程度为分类变量(分为：初中及以下，高中，大专及以上)；性别为虚拟变量；政治面貌为二元变量(党员和非党员)。X2i代表社会资本因素，包括政治关联、政府信任、民间组织活动，都是二元变量(是=1，否=0)。X3i代表一组控制变量，包括年龄、年龄的平方项、身体状况[注]包括非常好、好、还可以、不好共4种。、户口情况(是否为城市户口)、职业性质[注]包括党政机关/社会团体/事业单位的高层干部、党政机关/社会团体/事业单位的普通办公室职员、私营企业主(老板)、企业高层管理人员、企业中层管理人员、企业的普通办公室职员/业务员/办事人员、高级专业技术人员(如律师、教师、会计、医生、记者、IT工程师等)、普通专业技术人员(如汽车维修工、电脑维修工等)、自由职业者(不是为单一企事业单位服务，如自由撰稿人/自由音乐人/经纪人等)、个体户(小摊主)、工人/勤杂人员/售货员/服务人员/司机/邮递员等、军人、离退休人、家庭主妇、学生、无业/失业/待业/下岗、丧失劳动能力(不是年龄原因造成的)共18种。等。表5给出了相关变量的基本统计分析。

 

表5 决定因素模型中主要变量

  

变量名称观测值均值标准差最小值最大值被解释变量:选举参与60190.170.37001政策参与61910.250.44401自治参与62320.370.48301维权参与61650.080.27001个人社会经济变量:ln(个人年收入)554310.350.4608.0112.61最高教育水平是高中(1)还是初中及以下(0)62330.370.48201最高教育水平是大专(1)还是初中及以下(0)62330.410.49301政治面貌61590.070.26001性别62590.490.50001社会资本变量:民间组织活动61930.090.29201政府信任62590.550.49701政治关联61280.120.32701

3.2 模型估计结果及讨论

由于被解释变量是0-1型二元变量，所以在估计时，我们采用了logit模型。具体的回归结果见表6。被解释变量分别为选举参与、政策参与、自治参与、维权参与四种政治参与行为。由于个人社会经济因素与社会资本因素不同，中国城市居民政治参与行为表现也不同。

从图4看出，云南省南部边缘的水、陆稻区，滇南单、双季籼稻区和滇中一季粳、籼稻区的多样性相对其他稻区高。说明，水、陆稻稻区和单双季籼稻区以及粳籼交错稻区是稻苗期耐旱性多样性的富聚区。同时也说明生物多样性的表达必须有环境因素，不稳定的生态环境将诱导生物多样性的产生。

整体来看，实证结果与表3、表4所做描述统计的结果类似。个人收入对选举参与的影响不大，但是和政策参与是正相关的。这意味着收入越高越有可能参与公共政策的讨论。个人收入水平与选举参与无关，与统计描述的发现相左，可能源于个人收入通过和其他变量的相关性间接地影响着选举参与，当其他变量被控制了，个人收入也就不显著了。同时收入的提高会降低自治参与和维权参与。

 

表6 城市居民政治参与行为模型估计结果(基本模型)

  

变量名称选举参与政策参与自治参与维权参与个人社会经济变量:ln(个人年收入)0.130.22**-0.19**-0.43***(0.140)(0.110)(0.093)(0.162)受教育程度:高中(相对于初中以下)0.52***0.68***0.26***0.20(0.135)(0.129)(0.091)(0.158)大专及以上(相对于初中以下)0.94***1.14***0.040.16(0.165)(0.145)(0.111)(0.186)政治面貌0.62***0.48***0.25*0.53***(0.167)(0.137)(0.128)(0.196)性别0.0480.11-0.21***0.29**(0.095)(0.077)(0.067)(0.116)社会资本变量:民间组织活动1.09***0.81***1.28***0.94***(0.134)(0.117)(0.116)(0.159)政治关联0.29**0.45***0.35***0.64***(0.136)(0.108)(0.103)(0.158)政府信任0.090.080.30***-0.15(0.092)(0.075)(0.066)(0.110)其他控制变量有有有有地区虚拟变量有有有有观察值4890519852325185

注： 最后一列的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

在第3部分关于机制的讨论中我们会发现，收入的提高伴随着对公共事务关注程度的提高和自身生活条件的改善。政策参与是中国城市居民政治参与的主要方式之一。通过合法的方式网络表达意见,承担的风险比较小,与参与者切身利益的相关程度并不是很高。只有对公共事务更关注的人群才更有可能参与。因此收入的提高会导致个体更多地参与公共政策的讨论。维权参与更多地体现了个人利益的诉求，因此当个人收入提高生活条件改善之后，维权参与的诉求也随之降低。较低收入的人会更多地进行自治参与，可能是因为较低收入的人有更多的休闲时间。

中国农村基层民主选举开始于20世纪80年代末，在广大农村普遍实行村级民主选举的基础上，中国政府于20世纪90年代末推动部分省、自治区、直辖市借鉴农村经验启动了城市社区直接选举试点工作。中国学者开始关注农村地区的政治参与(Chen and Zhong, 2002; 陈鹏和臧雷振, 2015; O’Brien and Li, 2006;张同龙和张林秀,2013)。社会结构和文化的变化同时增加了居民的政治参与愿望和政府对居民政治参与回应的愿望，这一过程中出现了新的政治参与的新渠道和新形式(王绍光，2008)。通过2002年和2011年的两波全国抽样调查的分析，肖唐镖和易申波(2016)发现了我国居民政治参与的动态变化：“接触型”和“抗争型行为”的政治参与显著增加。裴志军(2014)、胡荣(2015)发现政治效能感能和居民政治参与的相关性：当居民认为他们参与可以产生积极影响时就更有可能政治参与。王丽萍和方然(2010)分析了我国居民政治参与的一系列心理因素。已有的经验证据表明，政治信任和社会信任会显著地影响我国居民的政治参与(Shi, 1997; 孙昕等，2007；Li, 2008；邢春冰和罗楚亮，2011；王思琦，2013；郑建君， 2013)。人际关系较好或者社会资本比较高的个体政治参与的可能性更高(吴结兵等,2015；胡荣，2008)，政治关联也是决定个体政治参与的重要因素(Shi, 1997; Tsai and Xu, 2017)。金雅然和钟笑寒(2014)发现电视新闻节目提高了个体的投票参与，而娱乐节目没有类似的效果，同时这两类节目会显著降低个体对社区事务的参与。随着中国经济发展和社会转型，城市在计划经济下传统的单位制、街居制整合社会的功能正在不断弱化，城市居民社会结构分化加剧，利益诉求日益多样化。政治参与形式也不仅仅限于选举参与，还包含居民参与公共政策的制定、写信上访等多种形式。

本文的另一个贡献是分析了个人收入和政治关联(是否有亲友在政府工作)影响政治参与的机制。收入的提高伴随着对公共事务关注程度的提高和生活条件的改善，因而个体更愿意参与政策讨论，而相对较少地参与维权。同时，政治关联也可以通过提升公共事务关注程度促进政治参与。这些经验发现为进一步理解居民政治参与的机制提供了一个新的视角。

在选举参与和政策参与方面，男性与女性差异不显著。可能是因为女性的政治参与意识社会对女性的认可逐步提高，主动参与政治生活，与男性差别不大。女性相比于男性更多地参加自治参与。女性需要照顾家庭，更易于融入社区生活。中国城市居民的社区活动多集中于上级政府下达的任务、娱乐活动等，真正意义的社区管理事务、社区决策参与事务较少。但参与社区活动的积极意义在于，参与过程中培养参与者的相互了解和信任，减少人与人之间的交易成本。注意到男性会更多地地进行维权参与。这可能是因为，面对个人利益受到“侵害”时，男性维权参与意识高于女性。

通过描述统计，我们发现：收入因素作为个体社会经济特征，与城市居民部分政治参与行为之间有相关性；政治关联、城市居民对政府的信任水平、居民参与民间组织活动作为社会资本因素，同样相关于居民政治参与行为。这些描述统计只是表明，不同群体之间政治参与状况存在差异，如果同时考虑这些变量的情况下，到底是哪些因素共同作用影响了中国城市居民政治参与行为呢？下面我们将通过回归分析进一步考察。

从社会资本因素看，对政府的信任水平只会显著地提升自治参与的频率，对其他的参与形式影响不大。参与民间组织活动和政治关联(是否有亲友在政府部门工作)都会显著地正向影响各类政治参与的频率。经常参与民间组织活动的城市居民进行政治参与的可能性高，可能的解释为参与民间组织活动可以培养城市居民的参与热情，了解参与知识，促进选举参与活动。政治关联和政治参与正相关可能是因为受访者有亲戚、家人在政府部门工作时，参与者可能会有更多的信息优势。关于政治关联对于政治参与的影响机制我们将在第3部分具体讨论。

据资料显示，依靠农业专家的帮助，在茨淮新河大堤建立怀远石榴母本园、采穂圃、育苗基地。研发新品种、引进新的种植技术进行相关试验。并且国内研制出了石榴果剥皮榨汁机为制作石榴汁提供了可能性，并提高了石榴的附加值，提高怀远石榴的品牌含金量。这也为延长怀远县的石榴产业链打下了良好的基础。

3.3 机制讨论

在这一部分，我们具体讨论个人收入和政治关联(是否有亲友在政府工作)对政治参与激励的影响机制。

3.3.1 收入、政治关联与公共事务关注度的影响

在第2部分回归结果的阐释中，我们提到个人收入会的提高会促进政策参与，而政治关联会对四种政治参与都有促进。我们认为这两个变量背后隐含的一个重要因素就是个体对公共事务的关注程度。从概率意义上来讲，收入越高或者有亲友在政府工作的个体有着更高的对公共事务的关注度。为了度量个体对公共事务的关注程度，我们用了问卷中这样一类问题“您主要是通过什么渠道获得过有关国内外新闻的？”选项中包括了“互联网上的新闻网站”“互联网上的论坛、博客等”“微博”“报纸、杂志”“电视”这几个渠道。每个渠道的程度有三个选项：“几乎每天都看”(4分)、“偶尔看看”(2分)、“几乎不会看”(1分)。我们构造两个公共事务关注度的指标。首先我们将前三种渠道的程度分值加总，可以看做是个体通过互联网关注公共事务的程度，记为变量“公共事务关注度1”。第二种度量就是计算出这五种渠道的程度的总分值，记为“公共事务关注度2”。我们用基础模型中用到的所有解释变量(包括所有的控制变量)对这两种公共事务关注程度做logit回归。回归的自变量中包括了ln(个人年收入)和政治关联这两个变量。我们将回归结果展示在表7中。回归结果表明，在其他条件相同的情况下，个人收入较高的个体或者有政治关联的个体对公共事务关注的程度也会更高。因此更高的关注程度会提升他们的政治参与的频率。

 

表7 收入、政治关联对公共事务关注度的影响

  

变量名称公共事务关注度1公共事务关注度2ln(个人年收入)0.39***0.34***(0.081)(0.076)政治关联0.41***0.28***(0.089)(0.085)其他控制变量有有地区虚拟变量有有观测值5,1885,177

注： 最后一列的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

3.3.2 收入与生活条件

既然较高的个人收入和较高的公共事务关注程度正相关，为什么个人收入的提高反而会降低维权参与呢？一个解释是个人收入的提高也意味着生活条件的改善，从而个人维权的需求降低了。为了检验这个解释，我们需要找到一个度量来刻画个体维权的真实需求。问卷中的问题并没有很好的度量，我们只能利用问卷中的问题“您对家里现在的生活条件感到满意吗？”的答案来作为对维权需求粗略的衡量。打分从1分到10分，分数越高表示对生活条件越满意。首先，我们用ln(个人年收入)以及其他所有的解释变量(包括所有的控制变量)对生活条件满意度做有序的logit回归。回归结果展示在下表中。回归结果表明收入的提高会伴随着生活条件的提高。因此收入对维权参与的负面影响可能部分是因为收入的提高导致了个体维权需求的下降。

 

表8 个人收入对生活条件满意度的影响

  

变量名称生活条件满意度ln(个人年收入)0.50***(0.079)其他控制变量有地区虚拟变量有观测值5235

注： 最后一列的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

表9展示了在基准模型的中进一步控制住生活条件满意度的回归结果。ln(个人年收入)对维权参与的负面影响变弱了。说明有一部分的负面影响是由于基本需求产生的。因此生活条件的视角可以部分解释收入对维权参与的负面影响。因为生活条件满意度并不能完全刻画维权需求的基本面，因此估计的收入的系数依然是负的。

 

表9 个人收入对维权参与的影响(控制了生活条件满意度)

  

变量名称维权参与ln(个人年收入)-0.386**(0.162)生活条件满意度控制其他控制变量有地区虚拟变量有观测值5179

注： 最后一列的括弧中为稳健标准差(***p<0.01, **p<0.05,*p<0.1)。

4 结论

在中国30个省会城市、直辖市及自治区6259份微观调查数据基础上，从个人社会经济因素、社会资本因素出发，我们研究了城市居民政治参与行为及决定因素。中国城市居民政治参与行为包含选举参与、政策参与、自治参与以及维权参与四种形式，其中选举参与、政策参与、自治参与具有公共参与性质，维权参与具有个人利益性质。描述统计显示，中国城市居民政治参与水平整体偏低，有效性参与不足。在四种政治参与行为中，中国城市居民偏好政策参与和自治参与，而另外两种政治参与形式，作为制度性政治参与的选举参与和涉及个人利益的维权参与，则受到冷落。城市居民选举参与显著相关于政策参与、自治参与。

我们发现不同特征的群体，其政治参与行为的决定因素也存在差异。政治面貌，即是不是中共党员明显影响着政治参与。中共党员是当前中国城市居民政治生活中的活跃力量。个人收入和教育水平作为个体因素，也会不同程度地对选举参与和政策参与等政治活动产生正向的积极影响，从而在微观数据层面支持了以往文献利用跨国数据所得到的判断。

（2）分别以Y为因变量，A，B两组分别建立两个Logistic回归模型（modelA，modelB）。将所有患者的协变量信息分别带入这两个模型中，每个患者均获得两个治愈概率：PiA,PiB（i=1,2,3,…,2n），共2n对。令Zi=PiAPiB，求，计算的95%CI。若Zi值大于0，且大于-Z的95%CI上限或Zi值小于0，且小于-Z的95%CI下限，则发生错误。发生错误的次数除以2n即为一次模拟得到的错误率。

城市居民极少选择维权参与的方式来维护自身利益。这可能是由于参与者受到侵权侵害时，通过当地政府反映问题不一定总能得到有效回应。城市居民只能转而通过社会资本等因素维护自己的合理利益。经常参加民间组织活动的城市居民，有助于采取团队合作、集体行动来实现个人维权。低收入群体进行维权参与的概率高于高收入群体。这表明，当前的中国城市居民政治生态中，不同阶层个人维权的方式已经发生了分化。而政治关联作为一种个体的社会资本，显著影响着城市居民的政治参与活动。在政府仍旧掌握大量经济、社会管理权限的情况下，政治关联成为当前城市居民实现政治和经济利益诉求的重要渠道。此外，大力开展民间组织活动，也是提高城市居民各类政治参与的有效途径。这需要中国政府部门逐步放松对民间组织的严格管制。

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