1. 引言
十九大报告指出，扩大人民有序政治参与，保证民主选举依法实行。政治参与是现代民主制度得以维系存在的社会根基，也是居民能够切实行使公民政治权利的重要方式。社区是现代生活的基本单位，也是社会治理共同体建设的“最后一公里”，社区中的居民政治参与是关系到实现社会治理水平现代化、建设和谐社会的重要社会发展命题。因此，精准识别居民的政治参与影响因素，能够促进社会治理现代化水平提升、加快基层民主的建设。现有对居民政治参与影响因素的研究已经积累了丰富的成果，呈现出逐渐复杂化、多学科交叉化、融合化的变化趋势。但从整体上来看，这些研究多从客观现实因素(如经济水平、社会阶层、社会资本、互联网使用等)入手进行测量，却鲜少有着重于主观认知因素的分析。居民的政治参与不仅是行使权力的过程，更是其主观意愿的表达，是居民在潜移默化的主观认知影响下产生的政治行为。
基于此，本文将使用GGSS2018年和2021年数据，将研究视角聚集在居民主观认知因素而非客观物质因素上，从阶层认同和社会态度两个主观认知层面入手，共同探讨其对居民政治参与的影响，为后继研究提供新的切入视角和理论参考。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 阶层认同与居民政治参与
作为政治现象产生的经济基础，政治参与主体对自身所处社会阶层的认同是其重要影响因素。现有研究中的分析框架主要有结构决定论、历史文化论和国家中心论 [1] ，这三种理论分别认为客观经济地位、历史文化和生活经历、国家权力是影响阶层认同的决定性因素。从结构决定论的客观视角来看，学界主要使用的有收入总量、教育程度和职业水平等可衡量的定量指标 [2] 。而与这种研究视角不同的是，主观阶层认同指的是个人对自己在社会阶层结构中所处位置的感知 [3] 。这种冲突表明，建构个人阶层认知的客观存在和主观感知之间存在矛盾。对于这种矛盾，有学者认为客观社会结构和经济社会地位要通过主观阶级认同和阶级意识才能与人们的社会态度、社会行动选择建立起逻辑关系 [4] 。因此，本文结合CGSS问卷，从阶层认同板块中选取对于居民社会经济地位和社会阶层认同两方面的主观感知提问展开研究，提出以下假设：
假设1：居民的主观阶层认同对其政治参与有显著的正向影响。具体分为以下两个子假设：
H1：居民的主观社会阶层认知对其政治参与有显著的正向影响。
H2：居民的主观社会经济地位认知对其政治参与有显著的正向影响。
2.2. 社会态度与居民政治参与
社会态度指个体对外界事物认知的心理状态或行为倾向，由认知、情感和行为意向构成 [5] 。首先，这种心理状态表现为独立个体对自我、其他社会群体或整个社会所持有的多维度的(个体维度、政治维度、文化维度等)、相对稳定的、主观的评价 [6] 。其次，这种主观认知作用下产生的行为倾向不仅会影响群众社会参与的个体行为，还会影响到整个社会变迁的进程。现有研究多关注社会态度某一维度对参与主体的行为影响，如社会公平感对政治参与行为的影响 [7] 、主观幸福感对生育意愿的影响 [8] 等研究，或针对某一群体的社会态度影响因素进行总体性研究，却未将社会态度这一多维度分析框架运用至某一具体社会行为的影响分析中来，而政治心理学理论恰好认为政治主体的政治参与动机来源于其态度。因此，本文对社会态度这一定性维度进行划分界定，在个体维度上选取主观幸福感指标；在经济维度上选取社会公平感(对社会分配公平度的衡量)指标；在政治维度上选取社会信任感(政治参与热情和对政府信任度)指标；在社会维度上选取社会正义感指标，综合分析其对居民政治参与行为的影响，并提出以下假设：
假设2：居民的社会态度对其政治参与有显著的正向影响。具体分为以下四个子假设：
H3：居民的社会信任感对其政治参与有显著的正向影响。
H4：居民的社会正义感对其政治参与有显著的正向影响。
H5：居民的社会公平感对其政治参与有显著的正向影响。
H6：居民的主观幸福感对其政治参与有显著的正向影响。
3. 数据、变量与模型
3.1. 数据来源
本文采用的研究数据来源于人民大学调查与数据中心发布的中国综合社会调查CGSS2018年和2021年数据。该调查问卷的核心模块自2010年沿用至今，主要包括：社会人口属性、健康状况、社会迁移、生活方式、社会态度、社会保障以及家庭状况等基本内容，在抽样过程上呈现出多层次、多阶段的科学严谨的特征，且受调查者覆盖的地域面广阔、连续性强。本研究从居民的主观认知视角切入，选取影响政治参与的阶层认同和社会态度相关研究变量，在剔除数据中的缺失值和无效回答后，2018年和2021年可使用的样本容量分别为11,627个和4683个。
3.2. 变量选取
3.2.1. 因变量
本文的因变量是政治参与。结合CGSS调查问卷设置和相关文献的回顾，选取“上次居委会选举/村委会选举，您是否参加了投票？”这一问题项对居民的政治参与进行测量，在剔除了“不知道”、“拒绝回答”和“没有投票资格”的无效回答后，将回答“否”赋值为0，回答“是”则赋值为1。
3.2.2. 自变量
本文研究的自变量为阶层认同和社会态度。
1) 在阶层认同方面上，选取主观社会阶层认知和主观社会经济地位认知作为阶层认同的代理变量，其中主观社会阶层认知通过“在目前这个社会上，您本人处于社会的哪一层？”这一问题的回答来衡量，在剔除“不知道”、“拒绝回答”的无效回答后，将选项中的1~10分划分为下层、中层、上层三个阶层并依次计数为1~3；主观社会经济地位认知则通过“在目前这个社会上，您本人的社会经济地位属于？”这一问题来衡量，在剔除“不知道”、“拒绝回答”的无效回答后，将选项中的1~5由下往上依次划分为下层、中层、上层三个阶层并依次计数为1~3，数字越大，主体的主观阶层认同就越高。
2) 在社会态度方面上，选取社会信任感、社会正义感、社会公平感、主观幸福感作为社会态度的代理变量，其中社会信任感通过“您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”这一问题的回答来衡量；社会正义感通过“您同不同意在这个社会上，您一不小心，别人就会想办法占您的便宜？”这一问题的回答来衡量；社会公平感通过“您认为当今的社会公不公平？”这一问题的回答来衡量；主观幸福感通过“您觉得您的生活是否幸福？”这一问题的回答来衡量。在剔除“不知道”、“拒绝回答”的无效回答后，将这些问题的回答选项按照赞同程度由小到大依次计数为1~5，表示数字越大，主体的社会态度感知就越大。
3.2.3. 控制变量
本文选取的控制变量借鉴参考基本人口学要素，包括性别、年龄、民族、政治面貌、户口、教育程度和婚姻状况。具体的变量描述性统计情况见表1。
Table 1. Descriptive statistics of the sample
表1. 样本描述性统计
3.3. 模型拟定
本文研究的因变量政治参与的最终结果只有“是”与“否”两个端点，属于二分类变量，隶属于二元决策问题，故采用二元Logistic回归模型分析主观认知因素对居民政治参与的影响。模型设计如下：
其中，p为影响居民政治参与的条件概率，
和
分别为该Logistic回归模型截距和回归系数，
为影响居民政治参与行为发生概率的线性函数。
进一步构建实证分析模型如下：
模型1：分析居民的政治参与和控制变量之间的关系
模型2：在控制变量基础上加入阶层认同变量
模型3：在控制变量基础上加入社会态度变量
模型4：在控制变量基础上同时加入阶层认同变量和社会态度变量
其中，join表示居民政治参与，class表示阶层认同，social表示社会态度，control表示控制变量，函数上的2、4、7等字符则表示各自加入的变量数目，
为常数项，
为随机误差项。
4. 结果分析
在进行回归模型运算前，文章对模型的自变量及控制变量进行了共线性检验，结果显示2018年数据的VIF均值1.32和2021年数据的VIF均值1.31均小于2，模型设置通过检验。紧接着，根据拟定好的模型分别对两年的数据进行运算，首先，在模型1中只放入控制变量，在模型2中继续加入阶层认同变量分析阶层认同对政治参与的影响，在模型3中除控制变量外仅加入社会态度变量分析社会态度对政治参与的影响，最后，在模型4中放入所有自变量和控制变量共同其分析对政治参与的影响。从结果可以看出，2018年数据和2021年数据的回归模型1到4的P值均为0 < 0.05，说明模型运算结果具有显著的统计学意义。由表2可以看出，模型的Pseudo R2水平在添加控制变量和自变量的过程中有显著的持续提升，不同模型之间所得数据差异不大，说明所构建的实证模型拟合度不断提升，且具有稳健性，阶层认同和社会态度能够较好地解释居民的政治参与。
Table 2. Regression results of class identity, social attitudes and political participation
表2. 阶层认同、社会态度与政治参与回归结果
注：Standard errors in parentheses：* p < 0.1，** p < 0.05，*** p < 0.01。
4.1. 变量选取控制变量对居民政治参与的影响
模型1结果显示(见表2)，控制变量中的性别、年龄、政治面貌、户口、教育程度均在1%的水平上对居民的政治参与有着显著影响，而婚姻状况不具有显著影响。就具体结果而言，性别、年龄、政治面貌均为正向作用，分别说明了男性相较于女性有着更多的政治参与；中老年人相较于青年人更乐意投身社区的政治参与，这可能是由于老年群体和离退休人员在社会距离上更接近于居委会的工作人员，因此接受宣传动员的机会次数更多；党员群体相较于非党员群体参与度更高，这可能是因为从总体来看党员群体的政治素养和政治觉悟相对更高。而2018年的相关系数0.11、0.61、0.36低于2021年的0.31、0.51、0.65，体现了在时间跨度中这种正向影响的不断加强。
除此之外，户口、教育程度均为负向作用，农村居民的政治参与度比城市居民高，城市基层治理中的居民参与缺位现象仍然是阻碍社会治理共同体构建、促进现代民主建设的重要难题；而教育程度越高，居民政治参与发生概率越低，导致这种现象产生可能的原因是这些群体对基层社区政治参与的忽视或是社会满意度的下降。2018年的相关系数−0.29、−0.08高于2021年的−0.45、−0.19，也体现了在时间跨度中这种负向影响的加强。值得注意的是，在2021年的数据结果中，民族变量呈现负向作用，相关系数为−0.35，即少数民族群众政治参与的热情高于汉族，这种现象可能是由两个群体的基数以及总体政治参与占比差异决定的。
4.2. 阶层认同对居民政治参与的影响
模型2和模型4结果显示出(见表2)，阶层认同对居民的政治参与存在影响。首先，主观社会阶层认知因素在2021年的模型2中在10%的水平上对居民政治参与存在正向影响，即在主观社会阶层认知层面上，自我认知越高，政治参与发生的可能性越高。其次，主观社会经济地位认知因素在2018年模型2中在5%的水平上对居民政治参与存在显著的正向影响，系数为0.1，在模型4中在10%的水平上显著为正，系数为0.07，即在主观社会经济地位认知层面上，经济地位认知越高，政治参与发生的可能性越高。总的来说，居民的主观阶层认同影响了其政治参与行为发生的概率，但2018至2021年的问卷时间跨度对阶层认同因素影响居民政治参与的相关性造成了较大影响，导致来自不同时间段、不同层面的阶层认同对政治参与产生的影响程度不同，且这一因素的影响作用受到了来自社会态度因素的一定影响，故无法证明假设1成立。
4.3. 社会态度对居民政治参与的影响
从模型3和模型4结果可得(见表2)，社会态度对居民的政治参与存在显著的正向影响，且这种影响具有一定稳健性。其中，2018年数据中居民的社会信任感、社会正义感、主观幸福感均在1%的水平上显著为正，系数分别为0.08、0.07、0.11，而社会公平感则在5%的水平上显著为正，系数为0.05；2021年数据中居民的社会信任感在1%的水平上显著为正，系数为0.12，社会公平感在5%的水平上显著为正，系数为0.07。即这几项社会态度的主观感知程度越高，居民政治参与行为的发生概率越大，从而证明了假设H3、H4、H5、H6成立，故假设2基本成立。
5. 结论与启示
公众的政治参与是社区治理研究的核心问题，也是治理水平和能力现代化的重要构成。充分积极的公众政治参与是城乡社区治理现代化与多元治理共同体形成的重要前提，它不仅是市民社会发育成熟的重要表现，也标志着公众自我利益表达诉求意识的提高。通过上述分析结果，可以得出以下几点结论和启示：
5.1. 阶层认同影响居民政治参与
从主观社会阶层认知、教育程度以及户口对居民政治参与的负向影响可以看出，居住在城市中或拥有更高的教育水平、社会地位的人更不重视基层治理的参与。基层治理是社会、国家治理的基石，居民政治参与更是其中最为基础的组成部分，社区工作要因人制宜，鼓动更广更全面的群体覆盖，提升居民参与的积极性。从主观社会经济地位认知对居民政治参与的正向影响可以看出，良好的经济基础也决定了较好的政治素养，在经济发展建设中兼顾效率与公平，从基础入手全面提升居民素养，才能真正强化其主人翁意识。
5.2. 社会态度正向影响政治参与
在社会信任感方面，基层政府应加强自身公信力的建设，坚持作风建设，完善工作信息公开机制和问题追责机制，增强居民的信任感和认可度，从而激发他们参与社区治理的热情；在社会正义感方面，社会正义问题不仅表现政治价值，也是一种文化—政治价值 [9] 。因此，提升居民的社会正义感，要积极加快法制化、现代化的和谐社会建设，满足群众多元化的社会承认期待，创造有正义、有担当的社会氛围；在社会公平感方面，政府应努力创造公平的社会环境，积极采取合理配置公共资源，缩小区域公共服务差异等措施，让公民公平享受社会发展的成果，从而提升居民参与政治活动的积极性 [10] ；在主观幸福感方面，面临当下中国复杂的发展局面和时代背景，为适应当前社会主要矛盾的变化，提升居民总体幸福感，归根到底还是要以群众路线为根本工作路线，关注民生领域建设和公共资源分配，积极服务群众、提升群众生活水平，改变影响居民政治参与行为的主观态度。总的来说，社会态度对居民政治参与的影响体现出居民政治素养的总体提升，这种上层建筑的改变对基层治理和国家治理提出了更高的要求。