1. 引言
政治参与是指公民个体所从事的旨在对政府决策领导或相关政策产生影响的活动 [1]。政治参与作为公民维护其权利、实现民主政治的重要途径，引起了学界的广泛关注。学界认为影响公众政治参与的主要因素分为社会经济发展状况和个体心理感知状况 [2]。目前，国内的相关研究多集中于社会经济发展状况因素与公众政治参与之间的关系，而鲜有学者研究个体心理感知状况对公众政治参与的影响。本研究主要选取了个体心理感知中的政治信任、政治效能感两个维度，探讨两者与政治参与之间的关系。
政治信任与政治参与之间的关系虽然受到了许多学者的关注，但是学者们对于两者的关系并未得出一致的结论。有的学者认为政治信任与政治参与之间呈现正相关性，而有的学者则认为存在相反的情况。政治效能感与政治参与关系的研究虽然已经相对成熟，但国内的大多数关于政治效能感与政治参与的研究是将政治参与作为自变量，政治效能感作为因变量进行的。这便引发了本文关于政治信任、政治效能感对政治参与影响的思考：政治信任是否与政治参与呈现正相关性？政治效能感与政治参与又存在着什么样的关系？若政治信任、政治效能感都与政治参与呈现正相关性，那么政治信任与政治效能感之间是否存在关系？接下来，在梳理文献的基础上，本文建立了相关假设，并基于CSS2019年“中国社会状况综合调查”全国调查数据进行实证研究。
2. 文献回顾及研究假设
2.1. 政治效能感与政治参与
政治参与行为的发生受众多因素的影响，政治效能感与政治参与的关系最为密切 [3]。政治效能感是指公众认为自己能够对政府各种活动产生影响的信念，是一种个体认为自己的政治活动能够切实影响政治过程的感觉，也是值得个体实践其公民职责的感觉；是公民感受到政治过程是可能发生变迁的，以及公民个体能够促使这一变迁发生的感觉 [4]。迄今为止，学界对于政治效能感与政治参与进行了大量研究。然而，国内的大多数关于政治效能感与政治参与的研究是将政治参与作为自变量，政治效能感作为因变量进行的，鲜有将政治效能感作为自变量，政治参与作为因变量的研究。少数学者在参与相关研究中发现，政治效能感对政治参与具有较为显著的影响。当公民具备较高的政治效能感时，往往更愿意参与到政治活动中去，并在政治过程中表现得更为积极 [5]。相反，有学者发现，当公民效能感越低时，政治无力感会油然而生，从而导致公民倾向于远离政治活动 [6]。另有学者在研究中发现，政治效能感对政治参与的影响，在时间这一维度上维持着一定的稳定性，即跨越不同的时期，具备更高政治效能感的公民，对于政治活动始终表现着积极的参与状态 [7]。
为了进一步厘清政治效能感与政治参与之间的关系，基于以上分析，本文提出研究假设H1：政治效能感与公众政治参与之间呈正相关性。
2.2. 政治信任与政治参与
政治信任是指公民对政府部门能够按照民众的意志行使公共权力进行公共管理，提供公共服务的预期，某种程度上反映了公民对政府活动的认可 [8]。政治信任在构建公民对政府支持的过程中发挥着极其重要的作用 [9]。政治信任与政治参与之间的关系究竟是如何的？学者们对此进行了丰富的探索，也对二者之间的关系存在不同的看法 [10]。一些学者认为，当公众觉得政府是可以信任时，更有可能参加政治活动 [11]。国外学者诺里斯研究发现，那些对政府信心水平较低的公众，在评估自身与政府的距离时表现得更为消极，政治参与效能感知也较低，具体在选举参与上的投票行为也不是很积极 [12]。国内一些学者的研究结果也支持了上述观点，其中，孙昕等人的研究发现，村民是否参与村委会的选举取决于其对乡镇政府的信任程度，村民对基层政府的信任越高，其参与选举的倾向就可能会越高 [13]。与之相反的是，也有学者认为正是由于对政府的不信任，促进了民众的政治参与。研究证明中国民众对基层政府的不信任及想要促进政治发展的愿望，成了他们参与投票的动力 [14]。由此可见，学界对于政治信任与政治参与之间的关系并没有形成较为一致的看法。
基于以上分析，本文提出研究假设H2：政治信任与公众政治参与之间呈正相关性。
2.3. 政治效能感与政治信任
那么政治效能感与政治信任之间究竟是否存在关系？以往研究者在关于政治效能感与政治参与的研究中发现，政治效能感与政治信任具有明显的相关性。即政治效能感越高的公民，一般对于政治活动会表现的更加积极，他们相信政府“以人为本”，表现出了更高的政府信任 [15]。而政治效能感越低的公民常常伴随着较低的政治信任度，具体表现为民众政治疏离或不赞成政府决策等 [16]。还有研究者在相关问题的研究中，进行了国家之间的对比研究，拥有更高政治效能感的丹麦受访者，对政府机构持有更高的信任，相反，韩国受访者则表现出高度的政治疏离感，对政治机构表现出很低的信任 [17]。因此，本研究认为如果公众认为自己有能力和机会影响政府的政治活动，那么他们对于政府的信任度会更高。
基于以上分析，本文提出研究假设H3：政治效能感与政治信任之间呈正相关性。
通过上文描述，我们可以发现，在以往的研究中，学者都侧重于研究政治效能感、政治信任对政治参与的直接影响，鉴于政治效能感可能对政治信任的影响。本文提出，政治效能感可能不直接影响政治参与，而是政治效能感通过对政治信任的影响间接影响了政治参与，即政治信任在政治个效能感与政治参与之间发挥中介作用。
基于以上分析，本文提出研究假设H4：政治效能感通过政治信任间接影响公众政治参与，即政治信任在政治效能感和政治参与之间发挥中介效应。
3. 数据、模型与变量
3.1. 数据来源
本文的数据来源于由中国社会科学院于2019年开展的“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey，简称CSS)。CSS中国社会综合调查是一项全国性的调研项目，聚焦于家庭、就业、经济状况、生活状况、社会价值观、社会评价、社会参与、政治参与等模块的调研。CSS采用了PPS概率抽样和入户问访问法的方式，调查覆盖了全国31个省的149个市，共访问了10,000余家庭，回收有效问卷共10,823份，去除所需变量的缺失值后，最终有效样本量为10,119个。本文将通过二元Logistic回归分析研究因变量政治参与与自变量政治信任、正效能感之间的关系。
3.2. 模型
本研究得因变量公众政治参与是一个二分类变量，自变量为五分类变量，因此本研究将采用二元Logistic回归分析模型，该模型常用于数据挖掘，疾病自动诊断，经济预测等领域。二元Logistic回归的最优尺度回归模型的形式如下：
(1)
上式中，Y意味着标准化后的公众政治参与的情况，Xi自变量因因素(政治效能感、政治信任)，n为自变量的个数，βi则是自变量的标准化回归系数，ε为回归的随机误差项。
3.3. 变量选择
3.3.1. 因变量
本研究的因变量Y是公众的政治参与情况。投票选举作为参与人数最多、最为集中，制度化程度最高的政治参与形式，是“有很大一部分公民参加的唯一政治行为” [18]。因此，本研究仅考察公众参与投票类型的政治活动，具体通过CSS2019问卷中“最近5年，您是否参加过选举区县人大代表的投票？”这一问题来进行测量，答案为二分类变量，包括“是”与“否”，分别赋值为1和0。
3.3.2. 自变量
1) 政治效能感
政治效能感是本研究的自变量之一，具体通过CSS2019问卷中“我有能力和知识对政治进行评论”进行测量，题目的答案按照五级李克特量表进行设置，并各自赋值为“很不同意 = 1，不太同意 = 2，不好说 = 3，比较同意 = 4，非常同意 = 5”，分值越高，即意味着政治效能感越高。
2) 政治信任
政治信任是本研究的另一个自变量，具体将通过CSS2019问卷中“请问，您对中央政府的信任度？”进行测量，题目答案赋值处理为“完全不信任 = 1，不太信任 = 2，不清楚 = 3，比较信任 = 4，非常信任 = 5”，分值越高，即意味着我国公民的政治信任度越高。
3.3.3. 控制变量
本研究的控制变量为几项基本的人口统计学变量，见表1，具体包括：1) 性别，本文将受访者性别重新编码为“女 = 0，男 = 1”；2) 年龄，本文将受访者性别重新编码为“18岁~30岁 = 0，31~50岁 = 1，51岁及以上 = 2”；3) 受教育程度，本文将受访者的受教育程度重新编码为“未上过学 = 0，小学、初中、高中、中专、职高 = 1，专科及以上学历 = 2”；4) 政治面貌，本文将受访者的政治面貌重新编码为“非中共党员 = 0，中共党员 = 1”；5) 户口性质，本文将受访者的户口性质重新编码为“非农业户口 = 0，农业户口 = 1”。
Table 1. Descriptive analysis of related variables (N = 10,119)
表1. 相关变量的描述性分析(N = 10,119)
4. 实证研究及其分析结果
4.1. 控制变量对公众政治参与的影响
本研究运用SPSS24.0分析软件，对上文所述的控制变量与公众政治参与进行回归分析。如表2所示，模型一的霍斯默–莱梅肖检验(Hosmer-Lemeshow检验，简称H-L检验)系数为0.652 (p > 0.05)，意味着所选变量与模型拟合度较高，可以进一步分析。模型一显示了控制变量对公众政治参与的影响。1) 性别，数据表明性别对公众政治参与行为存在显著影响(p < 0.05)，这就说明男性相比于女性政治参与水平更高，且更有可能参与到政治活动中去；2) 年龄，年龄对公众政治参与行为存在着显著影响(p < 0.001)，31岁至50岁的人群(系数0.487)以及50岁及以上的人群(系数0.928)相比于18岁至30岁的人群更有可能参与到整治活动中去，且年龄越大政治参与的可能性越大，这就侧面表明我国年轻人政治参与的水平不高，而年轻人作为新时代的栋梁应该更多更好的参与到政治活动中去；3) 户口性质，户口性质对公众政治参与行为存在显著影响(p < 0.001)，数据表明农业户口的人群参与政治活动的系数为−0.317，这意味着两者存在着负相关性，也表明非农业户口的人群相比于农业户口的人群政治参与水平更高，且更有可能参与到政治活动中去，这也侧面说明我国农村人口的政治参与行为仍有待提升；4) 学历，学历对公众政治参与行为的影响存在两种情况，学历较低时对公众政治参与水平并没有显著影响(p > 0.05)，而学历处于大专及以上的人群则表现出了更高的政治参与水平(p < 0.001)，这也符合经验观察，即学历越高、知识面越广越会参与到政治活动中去；5) 政治面貌，政治面貌对公众政治参与行为同样存在着显著影响(p < 0.001)，党员群体相比较于非党员群体拥有更高的政治参与水平及政治参与的可能性，这意味着我国党员素质高，真正做到了关心政治、参与政治。综上所属，本文选取的控制变量与因变量之间都存在着显著的相关性。
4.2. 政治效能感对公众政治参与的影响
如表2所示，模型二的霍斯默–莱梅肖检验系数为0.586 (p > 0.05)，意味着所选变量与模型拟合度较高，可以进一步分析。模型二将控制变量以及自变量政治效能感同时放入模型并得出数据，数据表明，在控制变量不变的情况下，政治效能感对公众政治参与存在着显著影响(p < 0.001)，系数为0.88，两者存在着正相关的关系，即随着公众政治效能感的提升，公众的政治参与水平也会提升，证明了假设H1。通过对自变量政治效能感进行频率分析后发现，我国公众政治效能感的平均分值为2.92 (最小值1，最大值5)，处于中等偏上的水平，这不仅意味着我国公众的政治效能感水平还有很大的上升空间，还意味着我国公众的政治参与水平还未达到峰值。
4.3. 政治信任对公众政治参与的影响
如表2所示，模型三的霍斯默–莱梅肖检验系数为0.535 (p > 0.05)，意味着所选变量与模型拟合度较高，可以进一步分析。模型三将控制变量以及自变量政治信任同时放入模型并得出数据，数据表明，在控制变量不变的情况下政治信任对公众政治参与存在着显著影响(p < 0.01)，系数为0.112，两者存在着正相关的关系，即随着公众政治信任水平的提升，其政治参与水平也会提升，证明了假设H2。
Table 2. Effects of control variables, political efficacy and political trust on public political participation
表2. 控制变量、政治效能感与政治信任对公众政治参与的影响
注；*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。
4.4. 政治效能感、政治信任对公众政治参与的影响
如表2所示，模型四的霍斯默–莱梅肖检验系数为0.584 (p > 0.05)，意味着所选变量与所选模型的拟合度较高，可以进一步分析。模型四将控制变量以及因变量政治效能感、政治信任同时放入了模型并得出数据。分析结果可得自变量政治信任、政治效能感仍然与因变量政治参与存在着显著性影响(p < 0.05)，进一步验证了假设H1、H2。为验证假设H3，本研究将自变量政治效能感、政治信任在进行相关性分析后运用多元线性回归分析进一步检验两者之间的关系。如表3所示，在加入控制变量后，以政治效能感作为自变量，政治信任作为因变量进行回归。结果表明，回归模型的ANOVA结果显示，P值为0.011，符合0.05的显著性要求，在控制变量不变的情况下，政治效能感对政治信任存在着显著影响(P < 0.05)，系数为0.015，两者存在着正相关性，假设H3成立。基于假设H1、H2、H3的成立，本研究推测政治信任可能在政治效能感对政治参与的影响中起到中介作用，政治效能感通过政治信任间接影响政治参与。为进一步检验政治信任是否具有中间效应，本文使用了SPSS的process宏程序扩展包进行了Bootstrap分析，在检验过程中，因变量为政治参与，自变量为政治效能感，中介变量为政治信任。需要说明的是Bootstrap分析对显著性的判断需要通过观察置信区域得出，置信区间内不包含数值0，即中介效应显著。结果表明，政治信任存在中介效应，置信区间为0.0009~0.0067。在进一步的中介效应检验中，本研究还进行了Sobel检验(Z = 2.2655, P = 0.235 < 0.05)，通过检验，假设H4成立。
Table 3. The effect of political efficacy on political trust (multiple linear regression)
表3. 政治效能感对政治信任的影响(多元线性回归)
注；*P < 0.05, **P < 0.01, ***P < 0.001。
5. 结论与启示
本研究运用CSS2019“中国社会综合调查”数据，采用二元logistic回归模型作为分析工具，研究分析了政治效能感、政治信任与政治参与之间的关系。研究表明：
其一，控制变量性别、年龄、文化程度、政治面貌、户口性质都在不同程度上影响了公众的政治参与。值得注意的是以下两个方面：首先，在年龄方面，我国18岁~30岁的年轻人政治参与水平并不高，反而年长的老一辈呈现出了更高的政治参与水平，且年龄越大政治参与水平越高。新时代的青年拥有更高的知识储备，是国家未来的栋梁，应该更多更好地参与到政治活动中去。因此，提升我国青年的政治参与水平是当务之急。其次，在户口性质方面，抽样数据表明我国农业户口总量是非农业户口的两倍，但数据也同时表明我国非农业户口的政治参与水平同比更高于农业户口的政治参与水平，这意味着我国农村人口的政治参与仍有待提升。
其二，政治效能感直接影响公众政治参与。政治效能感与公众政治参与呈正相关性，政治效能感越高的人，政治参与水平就越高；政治信任直接影响公众政治参与。政治信任与公众政治参与之间呈正相关性，政治信任度越高的人，政治参与水平越高。
其三，政治效能感直接影响政治信任。政治效能感与政治信任之间呈正相关性，政治效能感越高的人，政治信任度越高；政治效能感通过政治信任间接影响公众政治参与。政治效能感通过影响政治信任进而间接影响公众政治参与，政治信任在政治效能感和公众政治参与之间起到了中介的作用，政治效能感不但直接公众政治参与，还通过政治信任间接影响了公众政治参与，即“效能感→信任→参与”的机制。
基于以上结论，提出以下政策建议；
首先，大力培育年轻人、农村人口的政治责任感。之所以年轻人、农村人口的政治参与动力较低，是因为这两类人群存在着共性问题，即缺乏政治责任感。对此，国家决策机构可以从以下两个方面入手：一方面，在高校、村委会乃至内资、合资企业营造民主意识的氛围，可以通过广播、有奖问答、公告栏等方式提升年轻人、农村人口政治责任相关的知识，旨在让年轻人和农村人口更多更好地参与到政治活动中。另一方面，应该让政治活动积极地“走”进高校、农村、企业，更多地介绍政治活动的流程、意义也能提升政治责任感。
其次，强化公众的政治效能感。畅通的政治参与渠道以及政府对于公众诉求及时、有效的回应是公众政治效能感的来源。因此，要强化公众的政治效能感就必须从以上两个方面入手。在政治参与渠道方面，选举类政治参与作为大多数公众唯一政治行为，是公平与民主的体现。国家决策机构可制定相应政策，以保证选举类政治参与渠道的畅通、便捷，例如针对堵塞或难化政治参与渠道的有关部门进行问责。在回应性方面，国家决策机构应积极回应公众所参与过的政治活动，以选举人大代表为例，国家决策机构可要求各部门将人大选举的每个阶段透明化、清晰化，使公众了解到自己的参与是具有重大意义的。
最后，巩固公众的政治信任。从现有文献以及数据来看，我国公众的政治信任一直处于极高的水平，尤其是对于中央政府的信任。如上文所述，一方面，国家决策机构可以通过提升公众政治效能感来巩固公众的政治信任。另一方面，“打铁还需自身硬”，不论是国家决策机构还是政府都应更多的关注自身，进一步提升自身素质，更好的为人民服务。