2.3 研究发现

本章的因变量中选举政治参与是一个三分类有序变量，抗争性政治参与是一个四分类有序变量，而且自变量和控制变量既包括连续性变量也包括有序和无序变量，因此采用有序结果变量回归（ordinal regression）对政治参与的影响因素进行计量分析。而由于因变量不是二分类变量，因而并不需要使用二元逻辑斯蒂回归（binary logistic regression）来分析，也不需要分析预测变量对因变量的影响的机会比（odds ratio）。

而本章的因变量中的政治事务关注是一个等距变量，因此采用多元（复）回归分析（multiple regression analysis）对政治参与的影响因素进行计量分析。

2.3.1 选举政治参与组分析

首先对因变量中的选举政治参与组（三分类有序变量）进行有序结果变量回归，得出表2-3：

表2-3显示，在控制变量组中，对因变量居委会投票参与有正向显著影响的是年龄（B=0.09, p＜0.001），有负面显著影响的是年龄的平方项（B=-0.07, p＜0.001）。也就是说，年龄对居委会投票参与的影响相当显著，不过这种影响不是线性的，而是拟线性的。年龄的标准回归系数为正值，而年龄的系数平方为负值，这表明年龄对居委会投票参与的影响呈倒U型，即年轻人自主投票率较低，然后逐渐增长，到中年时到顶点，到老年之后逐步下降。这一研究结论与以往大多数研究结论一致。而当因变量为地方人大投票参与时也一样，其中年龄（B=0.10, p＜0.001），年龄的平方项（B=-0.08, p＜0.001）。

社会经济地位变量组对因变量居委会投票参与有正向影响。其中，只有教育水平没有显著影响。当因变量为地方人大投票参与时，社会经济地位也对其显现出正向显著影响。其中，教育水平中的初中（B=0.45, p＜0.01）、高中（B=0.61, p＜0.001）、年收入自然对数对居委会投票参与和地方人大投票参与都起到正面显著作用。

对因变量居委会投票参与有正向显著影响的还有政治身份中的党员（B=0.45,p＜0.001）。当因变量为地方人大投票参与时，有正向显著影响的也是政治身份中的党员（B=0.72,p＜0.001）。党员居民的投票发生比率无论是在居委会还是在地方人大都明显高于非党员的普通居民。这一结果与胡荣和孙昕等人的研究结果一致。在我国现行的政治体制下，党员身份是一种重要的政治资源，一个公民如果是党员，则在选举过程中会受到党组织有力的政治动员，也会受到严格的纪律约束。

在社会资本变量组中，对因变量居委会投票参与起正向显著作用的有社会资本中的社会参与网络因子（B=0.29, p＜0.001）和互惠因子（B=0.34, p＜0.001）。当因变量为地方人大投票参与时，起正向显著作用的也是社会资本中的社会参与网络因子（B=0.25, p＜0.001）和互惠因子（B=0.23, p＜0.001）。

在媒介使用变量组中，对因变量居委会投票参与起正向显著作用的有媒介使用的接触时间中的看电视时间（B=0.19, p＜0.05）。媒介使用的新闻接触中的对时事新闻的关注对居委会投票参与（B=0.17, p＜0.01）和地方人大投票参与（B=0.39, p＜0.001）都有正面显著作用。对于这一研究，有人可能会问是否存在替代性解释，比如，可能是因为参加居委会投票和地方人大投票的人具有非常明显的社会身份特征（比如公务员身份），因此其媒介使用习惯也受到了影响，而不是媒介使用习惯影响政治参与行为。应该说明的是，在分析媒介使用变量组对居委会投票参与和地方人大投票参与的影响时，是在加入了控制变量、社会经济地位变量、政治身份变量、社会资本变量之后进行的，属于净影响，因此分析结果可反映媒介使用习惯是可以单独影响政治参与行为的。

2.3.2 政治事务关注程度组分析

对因变量中的政治事务关注组（等距变量）进行的多元回归分析，得出表2-4。

表2-4显示，在控制变量组中，对因变量对居委会工作的关注起正面显著作用的是年龄（B=0.02, p＜0.01）。当因变量为对地方人大工作的关注时，年龄（B=0.03, p＜0.001）也起正面显著作用。对因变量对居委会工作的关注和对地方人大工作的关注均有负面显著影响的是年龄的平方项。

在社会经济地位变量组中，年收入自然对数（B=0.07, p＜0.05）对因变量对居委会工作的关注有负面显著影响，而年收入自然对数（B=0.07, p＜0.05）对因变量地方人大工作的关注也有正面显著影响。教育中的初中（B=0.12, p＜0.1）和高中（B=0.17, p＜0.01）对两个因变量均有正面影响。这显示，在城市里，社会经济地位高的，如教育、收入水平高的居民对政治参与较为关注。

对因变量对居委会工作的关注有正向显著影响的还有政治身份中的党员（B=0.24, p＜0.001）。对因变量对地方人大工作的关注有正向显著影响的也是党员（B=0.18, p＜0.01）。可见，城市里的党员对政治参与都比较积极。

在社会资本变量组中，对因变量对居委会工作的关注有正向显著影响的有社会参与网络因子（B=0.08, p＜0.001）和互惠因子（B=0.13, p＜0.001）。对因变量对地方人大工作的关注有正向显著影响的也是社会参与网络因子（B=0.06, p＜0.01）和互惠因子（B=0.09, p＜0.001）。可以说，社会资本中的社会参与网络因子和互惠因子都正面影响着城市居民对于居委会工作和地方人大工作的关注。

在媒介使用变量组中，仅有看电视时间（B=0.05, p＜0.05）对因变量对居委会工作的关注有微弱的正面作用。而媒介使用的新闻接触，即对时事新闻的关注对因变量对居委会工作的关注（B=0.36, p＜0.001）和对地方人大工作的关注（B=0.54, p＜0.001）都起正面显著作用。也就是说，对时事新闻的关注能显著影响政治事务关注程度。

当因变量为对居委会工作的关注时，调整后的R平方为11.3%，而当因变量为对地方人大工作的关注的时候，调整后的R平方为14.2%。这表明，自变量对因变量还是有相当高的解释力度的。两个方程的显著性通过了F检验。

2.3.3 抗争性政治参与组分析

最后对因变量中的抗争性政治参与组（四分类有序变量）进行有序结果变量回归，得出表2-5：

表2-5显示，当因变量为抗争性政治参与组（四分类有序变量）时，起正面显著作用的有社会参与网络因子（B=0.52, p＜0.001），对时事新闻的关注（B=0.28, p＜0.05），起负面显著作用的是互惠因子（B=-0.29, p＜0.01）。