市场化、媒体使用和政治效能感.docx
市场化、媒体使用和 中国居民的 政治效能感 厦门大学 2013 级社会学博士研究生 庄思薇 摘要: 本文利用 CGSS2010 调查数据,考察市场化背景下中国居民个体媒体 使用的变化及其对政治效能感的影响。研究发现: 第一,市场化对居民新媒体使用行为呈显著的正向作用,但对传统媒体并不具有统计显著性; 第二,媒体使用对政治效能感的不同维度的影响是不同的。新媒体和传统媒体的使用将会促进内在效能感,而新媒体和传统媒体对外在效能感还不具有统计上的显著影响;第三,市场化的进程与中国居民的内在效能感呈线性递减关系,但对外在效能感却没有显著影响。 关键词 : 市场化;政治效能感;媒体使用 从 1978 年开始,中国从计划经济体制向市场经济体制转轨的改革已经进行了 30 余年。 这场 以市场化为取向的改革,推动了中国一系列经济、社会、法律制度的变革 (樊纲、王小鲁等, 2011),同时促进了中国政治、经济和文化的多元化发展 。 随着市场化转型的深入, 中国传媒行业 也发生了巨大的 变革 (张涛甫,2005;韩楠, 2014;李明文等, 2014) 。 一方面,市场化促进了媒体发展的自主性、开放性和多元化,改变了传统媒体对政治信息的垄断和控制 (章秀英、戴春林, 2014) 。另一方面, 由于市场化进程的所引发的区域差距发展的日渐加大,导致 媒体的发展在我国东中西部之间存在着巨大差距,这也 造成 了不同地区公众的媒体使用的差异 (张志安、沈菲, 2012) 。 而 现代 大众传媒 作为 公众了解政治信息、观摩政治活动、表达政治意愿 的重要平台和渠道,影响着人们的政治效能感 (张蓓, 2014) 。 伴随着 市场化的 推进 , 中国居民的媒体使用 行为 对 政治效能感 起着怎样的作用 ,这在以往的研究中仍旧较少。 因此,本文要讨论的问题是:市场化发展带来怎样的公众 对 媒体使用的变化? 伴随着市场化进程, 公众 的 媒体使用 行为 对政治效能感起着怎样作用?市场化进程本身是否影响了居民的政治效能感? 一、 研究背景与问题的提出 (一) 市场化与媒体使用 从纵向来看, 改革开放以来,随着经济的快速发展,居民的 媒介 消费水平有了显著提高 ,居民 的 媒体接触更频繁,媒体使用的结构也更多样 。这体现在以下两个方面。第一,市场经济所带来的中国城乡居民的消费支出水平,促进了居民拥有媒体耐用品数量的增加。中国 80 年代的中后期,以彩色电视、收录机等为代表的高档耐用消费品在城镇居民家庭逐步普及 。 1992 年之后,市场经济的发展使得中国开始进入耐用消费品生产和消费的时代。电话、影碟机也逐步在城乡普及。 2000 年后,中国居民所拥有的移动电话和家用电脑数量增长迅速 (蒋建国等, 2010) 。第二,在市场经济背景下, 传媒业 开始了 以受众为本位的市场化转型 ,与此同时, 民众对媒体市场的态度日益开放 。 大众传媒 丰富了居民的媒介消费方式,成为居民文化生活的重要部分 。 80—90 年代,中国电视媒体逐渐普及,这使得电视超越报纸、广播,成为强势媒体。 20 世纪初,中国网络媒体迅速崛起,中国网民人数和互联网普及率呈快速上升趋势 (彭兰, 2005) , 这恰恰是中国市场经济发展最快的时期。 在居民对媒体使用频率方面,网络的兴起使其超越 杂志、报纸、广播等 传统媒介 , 成为人们媒体使用的主流方式。 更为重要的是, 以数字技术为基础,以网络为载体进行信息传播的新媒体 的出现,改变了信息传送的速度、方式和广度,改变人们传统的媒体使用结构。新媒体时代的到来,改变了传媒业的格局,使得新媒体与传统媒体的竞争也日益加剧 (卓伯棠, 2007) 。可见,中国居民的媒体使用状况和消费与经济、文化的发展有着密切关系。 从横向来看, 不少学者的研究表明 由于市场化进程所引发的区域差距发展的日渐加大, 不同区域 居民的媒体使用行为之间有明显差异,而且使用不同类型媒体的差异并不均衡。总体上看,经济越发达的东部沿海地区,家庭电视机拥有量越高,受众观看电视、阅读报刊、使用互联网的频率也均明显高于西部欠发达地 区 (张志安、沈菲, 2012) 。尤其是新媒体的接触与使用存在着严重区域不平衡,数字鸿沟日益扩大 (李苓, 2013) 。 虽然诸多传播学研究在理论上和经验上给出判断,认为市场化进程对居民的媒体使用有促进作用,但目前还比较缺乏实证数据的验证。鉴于此,笔者提出本文的第一组假设 —— 市场化对媒体使用的促进假设,具体为: 假设 1.1:市场化会促进居民对新兴媒体的使用。 假设 1.2:市场化会促进居民对传统媒体的使用。 (二) 媒体使用与政治效能感 自 20世纪 50年代兴起以来, “ 政治效能感 ” 就作为一个反映公民政治态度的重要变量而被西方学者广泛关注 。 学者普遍认为它是影响公民政治参与行为相当关键的心理变量 。 作为这一概念的提出者,坎贝尔将其界定为个人认为其 “ 能够在可能的社会政治变革中发挥一定影响力的感觉 ” (Campbell,1954)。莱恩、布莱克等学者 将这一概念进一步区分出了 政治效能感的结构,即 内在效能感与外在效能感这两个维度 (转引自李蓉蓉, 2010)。 内在效能感反映的是公民个体对其政治影响力的主观认知,即 “ 我能对政治过程产生多大的影响力 ” 。 外在效能感反映的是公民对于外在政治系统对其可能的政治回应程度的主观感知,即 “ 政治系统在多大程度上 会重视、回应我的要求” (Balch.G.I,1974)。 影响公民政治效能感的因素有很多, 不少学者从媒体的视角对其进行解读。关于媒体使用与内在效能感、外在效能感关系的研究中 发现,接触报纸或电视新闻(特别是硬新闻)使受众掌握更多的时事信息与知识,加深对政治过程的理解,因此与内部效能 感 之间存在正向关系 ( H.Miller,et al., 1979) 。不过对媒 体 使用与外部效能之间的关系却没有统一结论 。 例如平克勒敦等发现的是正关系,而纽哈根的研究发现了两者之间的负关系 ( B.Pinkleton,et al, 1998) ,他将之归因于媒介对政府的负面报道倾向 ( Newhagen, 1994) 。 关于不同类型的媒体使用对政治效能感的影响研究中发现,陈陆辉等人 通过对台湾选举的研究中得出,目前在台湾社会中 以电视的影响力最为重要,电视媒体的暴露程度显著地正向地影响选民的政治效能感 (陈陆辉等 ,2008)。 张蓓对大陆城市居民政治参与的研究中得出,除了电视外的其他传统媒体对政治效能感的影响作用不同。广播对政治效能感 产生 负向 影响,而杂志对政治效能感则产生正向影响 (张蓓 ,2014)。随着 互联网 时代的到来,越来越多学者将关注点转向新媒体使用对政治效能感的影响。 由于经验研究尚不充分,所以结论更为多元。 乐观主义者认为:互联网作为一个全新信息传播媒介能够增进公民的效能感。 研究表明互联网由于匿名性使得人们免于直面政治的恐惧 , 进而提高人们的内部效能感(臧雷振等, 2013)。 肯斯基等和李宽敏发现网络政治新闻的使用对内部效能有正影响,而对外部效能没有影响 ( K.Kenski & N.J.Stroud, 2006; Lee K.M, 2006) 。但怀疑主义者却 认为 互联网的兴起与普遍 破坏了 民主政治赖以正常运作的重要机制和元素,因此认为其对政治行为负面影响。数字 鸿沟、互联网娱乐化、互联网信息的无效性都会使得政治效能大打折扣。 休费勒等发现在控制个人背景和传统媒介使用后,网络政治信息的使用对政治效能没有影响 ( D.A. Scheufele & M.C.Nisbet, 2002) 。 笔者认为, 中国的媒体 发展、媒体 语境和西方并不相同。 尽管媒体市场化的改革改变了过去由以党为中心、受党高度监管的媒体结构,使得媒体类型、内容更为多元化。但并不意味着政府放弃对媒体的监管, 严格的 媒体信息屏蔽和审查制度 带来了信息的流通选择性阻碍 (臧雷振等, 2013)。这些都有别于西方自由主义的传媒体制。因此基于西方民主体系所形成的研究发现需要在本土场景下得到仔细考量。尽管一些中国学者对此进行了相应的研究,尽管研究结果认为媒体发展给中国政治生活带来渐进改变,但具体对政治效能感的影响依旧不清晰。鉴于此,笔者参考了西方和中国学者的研究结论,提出本文的第二组假设,即媒体使用促进政治效能感假设,具体为: 假设 2.1:新兴媒体 和传统媒体的使用 对外在政治效能感具有正向作用。 假设 2.2: 新兴媒体和传统媒体的使用 对内在政治效能感具有正向作用。 假设 2.3:媒体的新闻性关注对内在和外在政治效能感具有正向作用。 (三) 市场化 与 政治效能感 前面两部分分析了市场化与媒体使用 , 以及媒体使用与效能感的关系 。 本部分将分析市场化与政府效能感的直接关系。 影响公民政治效能感的因素不仅包括上述的公民个体微观层面的因素,也包括政治体制等宏观因素。 伴随市场化所带来的经济发展,西方学者认为尽管 经济发展并不是民主的充分条件,民主的实现需要诸多其他变量的综合作用,但经济发展对民主化确实有巨大的积极作用 (亨廷顿, 1998) 。 许多西方学者认为,中国改革开放以后的政治发生了较为明显的转向,即从所谓的极权主义逐渐转向权威主义 (Dittmer,2006)。 一些学者甚至推崇欧美的多元主义理论模式和 “ 国家 — 社会 ” 关系理论模式 , 他们研究发现 , 随着中国市场化进程的加快 , 居民的公民意识 、 权利意识和民主意识等也开始凸显( Zweig,2002;Howell,2006;Li,2010) 。政治效能感 是考量一个国家民主化程度的内 在指标 。 由于政治效能感表明的是公民与政府之间的关系问题 , 因此一般认为 , 一国公民的政治效能感高 , 说明这一国家的公民自认为可以改变本国政治决策的程度就越大 ,则反映其国家的民主化程度较高 (李蓉蓉, 2010)。因此,笔者认为改革开放以来,市场化在一定程度上影响了民主化的进程,这种推力是否对个体微观层面的政治态度的变化产生影响?鉴于此,笔者提出本文的第三组假设,具体为: 假设 3.1 : 市场化进程对外在效能感有正向作用。 假设 3.2: 市场化进程对内在效能感有正向作用。 由此 , 我们可以得到如图 1 所示的模型计量路径 。 + + + + + 图 1: 市场化、媒体使用和政治效能感的计量路径 二、数据、变量以及测量 (一) 数据与统计模型 本研究所使用的 个体层次 数据来自中国人民大学社会学系主持的 “ 2010年中国社会综合调查 ”( CGSS2010)。 此次调查覆盖中国大陆所有省级行政单位 , 采用多阶分层概率抽样设计 , 对中国 100个县 ( 区 )、 480个居 ( 村 ) 民委员会 、 1.2万户家庭中的个人进行了调查 , 共完成 11785份有调查问卷 1。 由于 HLM7学生版 所能够读取的观测值有限,所以笔者采用 spsss21.0的随机抽样的 方 法选取了 2923个有效样本 作为 个体层次的数据 ,样本涵盖 30个省份和直辖市。 软件读取的个体层次的样本数为 2399个 。笔者将含有缺失数据的样本删除后进行 HLM分析。经检验,层 1的残差的偏度和峰度检验显著性等于 0,可以认为层 1残差属于正态分布。 宏观 层次的数据来源于 樊纲等在《中国市场化指数 —— 各地区市场化相对进程 2011年报告》中评估 2009年度各省份的市场发育状况指数。与 个体层次 数据相对应,笔者相应地收集了 30个省份和直辖市的市场化指数。 1 关于 CGSS2010 数据样本与调查的具体情况参见中国综合社会调查网站( http://www.chinagss.org) 市场化进程 政治效能感: 内在效能感 外在效能感 传统媒体使用 新媒体使用 本研究中使用了多层次线性回归模型统计方法, 这里我们选择随机截距模型 。在随机截距模型里,随机截距是惟一的组效应,个人层次的每个回归系数在这些模型里面都是固定的 ,即不包括省份层次的变量和随机误差 。 1 、 个体层次 具体的计算公式如下: ijijkijijjijjjij rXXXY k22110 ...... 个体层次的主要变量 ijXk 为性别、年龄、政治面貌、收入、新媒体与传统媒体的使用频率、 媒体的新闻性关注 程度等。 kij 为各自变量的回归系数, ijr 为方程的残差。 2、省份层次 具体计算公式如下: jjj uW 001000 011 j 022 j 033 j 044 j 在二水平的省级层次,主要的变量 jW 为市场化程度,它对因变量的影响主要体现在截距层次,即 j0 方程所示, 01 、 ju0 为截距层次上变量的回归系数与残差,其反映了二层次变量市场化程度对因变量的直接结构效应(二层次变量对因变量的直接影响)。 数据分析使用的软件是 HLM 软件 ( 版本 7学生版 ) ,该软件运用完全最大似然法估计各个参数值 。 (二) 变量及其测量 1 、 市场化 所谓的市场化,是指中国从计划经济向市场经济过渡的体制改革过程,它不是简单的一项规章制度的变化,而是一系列经济、社会、法律、乃至政治体制的变革(樊纲等, 2003)。市场化是个宏观层次的 自 变量,本研究选用了市场化指数反映各地区间市场经济发展水平的差异。 这里的市场化指数主要来自樊纲等的《 中国市场化指数 —— 各地区市场化相对进程 2011年报告 》。 该报告主要对 2009年度各省份的市场发育状况进行了评估 , 其 中的市场化指数主要包括五个方面的内容 : 政府与市场的关系 、 非国有经济的发展 、 产品市场的发育 、 要素市场的发育 、 市场中介组织和法律制度环境 ( 樊纲等 , 2011)。 在此基础上形成的各省份市场化进程相对指数从 0到 12, 是个连续变量 , 指数越高 , 表示市场化程度越高 。统计发现东 、 中 、 西部市场化指数平均得分为 9.932、 7.155和 6.105( 见表 1),可见 , 市场化进程的区域差序格局非常明显 。 表 1: 2009年各省(市、自治区)市场化程度指数及其排序 东部省份 市场化指数 排序 中部省份 市场化指数 排序 西部省份 市场化指数 排序 北京 9.87 5 山西 6.11 23 重庆 8.14 10 天津 9.43 6 安徽 7.88 12 四川 7.56 15 河北 7.27 17 江西 7.65 14 贵州 5.56 27 辽宁 8.76 9 河南 8.04 11 云南 6.06 24 上海 10.96 3 内蒙古 6.27 20 陕西 5.65 26 江苏 11.54 2 广西 6.17 21 甘肃 4.98 29 福建 9.02 7 湖北 7.65 13 青海 3.25 30 浙江 11.80 1 湖南 7.39 16 宁夏 5.94 25 山东 8.93 8 吉林 7.09 18 新疆 5.12 28 海南 6.40 19 黑龙江 6.11 22 广东 10.42 4 由于经过随机抽取的个体层次样本中西藏地区的样本数过低,故西藏地区的市场化指数将不纳入本文的宏观层次变量的样本中。 2、 媒体使用 ( 1)媒体使用行为的频率 媒体使用行为的频率为定序变量,采用 5级量表测量,要求受访者分别回答过去一年里对电视、广播、报纸、互联网(包括手机上网)以及手机定制消息的使用状况( 1=从不; 2=很少; 3=有时; 4=经常; 5=总是)。 为了更好地了解受访者的媒体使用行为的情况,笔者采用主成分分析法对 5个调查项目的调查结果进行因子分析。 这 5个项目的 Cronbach’s Alpha 信度系数为 0.604。 经最大方差法旋转, 5个调查项目的结果可分为两个因子(见表 2)。第一个因子包括被访者的互联网(包括手机上网)和手机定制消息的使用状况两项,可以称之为 “ 新媒体使用因子 ” 。第二个因子包括被访者的电视、广播、报纸的使用状况,可以称之为 “ 传统媒体因子 ” 。 为了便于在 多层次 模型中更为直观地分析各个自变量对因变量的影响情况 , 我们运用公式把这个因子转换为 1 到100之间的指数 2。 表 2:媒体使用的因子分析 项目 因子分析 新媒体因子 传统媒体因子 共量 过去一年,您对报纸的使用情况 0.523 0.607 0.641 过去一年,您对广播的使用情况 0.248 0.624 0.450 过去一年,您对电视的使用情况 -0.224 0.758 0.625 过去一年,您对互联网(包括手机上网)的使用情况 0.855 0.068 0.736 过去一年,您对手机定制信息的使用情况 0.809 0.044 0.656 特征值 1.77 1.338 3.108 解释方差 35.409% 26.759% 62.168% ( 2)媒体使用的新闻性程度 媒体使用的新闻性程度变量在问卷中的问题是:近一年来阅读报刊、杂志和书籍时,对于时事新闻你的关注程度( 1=从不; 2=很少; 3=有时; 4=经常; 5=总是)。 3、政治效能感 对政治效能感的测量,我们在问卷中设置了五道题: “我觉得自己有能力参与政治 ” 、 “ 如果让我当政府干部,我也能完全胜任 ”、“ 我向政府机构提出建议时,会被有关部门采纳 ”、“ 政府官员会重视我们对政府的态度和看法 ”、“ 我对政府部门的意见 /建议可以有办法让领导知道 ” 。 答案根据利克特量表设计成5 个等级 :“ 完全不同意 ”、“ 比较不同意 ”、“ 无所谓同意不同意 ”、“ 比较同意 ” 和 “ 完全同意 ”, 并由低到高分别赋值 1 至 5 分 , 并用主成分法对这 5 道题进行因子分析 。 这 5个项目的 Cronbach’ s alpha 系数为 0.687。经最大方差法旋转,提取了2个因子 —— 外在效能感因子和内在效能感因子(见表 3)。第一个因子包括 “我向政府机构提出建议时,会被有关部门采纳”、“政府官员会重视我们对政府的态度和看法”、“我对政府部门的意见 /建议可以有办法让领导知道”三项,我们可以称之为“外在效能感因子”。第二个因子包括我觉得自己有能力参与政治 ” 、 “ 如果让我当政府干部,我也能完全胜任”两项,可称之为2 转换公式:转换后的因子值 =(因子值 +B) ﹒ A。其中 A=99/(因子最大值 -因子最小值), B=(1/A)-因子最小值。 “内在效能感因子”。 为了便于在 多层次模型 中更为直观地分析各个自变量对因变量的影响情况 , 我们运用公式把这个因子转换为 1 到 100之间的指数 。 表 3:政治效能感的因子分析 项目 因子分析 外在效能感因子 内在效能感因子 共量 我觉得自己有能力参与政治 0.140 0.897 0.824 如果让我当政府干部,我也能完全胜任 0.086 0.909 0.833 我向政府机构提出建议时,会被有关部门采 纳 0.811 0.092 0.667 政府官员会重视我们对政府的态度和看法 0.807 0.010 0.651 我对政府部门的意见 /建议可以有办法让领导知道 0.727 0.214 0.575 特征值 1.865 1.685 3.55 解释方差 37.309% 33.703% 71.012% 4、控制变量 此外 , 有研究指出 , 民众个体的特质也会对居民的 媒体使用行为 、政治效能感 产生 影响 ( 张天莉, 2011;李蓉蓉, 2010) 。因此在本研究中,我们将性别 ( 0=女, 1=男) 、年龄、政治面貌 ( 0=非党员, 1=党员) 、 个人 年 收入等因素作为控制变量放进市场化对媒体使用影响的模型中。 但由于 HLM7学生版仅能放入 4个个体层次变量,所以在市场化、媒体使用 对政治效能感的影响模型中 把考察的重点放在市场化和媒体使用变量 , 仅 将 政治面貌作为控制变量 放进模型 。 表 4: 控制 变量情况的描述性统计 ( N=2923) 类别变量 连续变量 样本数 有效百分 比 ( %) 平均值 标准差 性别 年龄 52.3 15.86 男性 1397 47.8 年 收入 20050.5 74905.7 女性 1525 52.2 政治面貌 党员 359 12.3 非党员 2561 87.6 三、市场化与中国居民的媒体使用 (一) 媒体使用行为的地区差异 在本研究中,我们把媒体使用行为分为新媒体和传统媒体。图 2 和图 3 显示各省(市、自治区)居民的媒体使用行为的差异。 从图 2 中可以看到,东、中、西部省份的居民在传统媒体的使用频率的得分上呈递减趋势。 统计发现,东、中、西部居民传统媒体使用频率的平均得分分别为 56.3076、 49.8341 和 48.5638 分,这种区域差异格局正好与东、中、西部的市场化程度相似。因此,我们 尝试推测推测市场化进程与传统媒体使用行为成正向关系。 从图 3 中可以看到,在新媒体使用频率的得分上, 东部的得分明显高于中部和西部,中、西部之间得分差距不大,西部略高于中部。统计结果显示, 东、中、西部居民新媒体使用频率的平均得分分别为 31.5503、 17.7417 和 18.7527 分。东部居民对新媒体的使用频率最高,这与市场化发展程度呈正相关关系。而中、西部地区居民使用新媒体频率的得分相差不多,甚至中部得分比西部更低, 这点和我们的预设并不一致。 我们推测, 其中一个原因可能是西部大开发的推进,政府加大对西部地区的财政投入和传媒资源的配置,在一定程度提升了西部地区媒体市场发展水平和居民的媒体消费水平。 01020304050607080北京天津河北辽宁上海江苏福建浙江山东广东海南山西安徽江西河南内蒙古广西湖北湖南吉林黑龙江重庆四川贵州云南陕西甘肃青海宁夏新疆图 2:传统媒体使用行为地区差异 01020304050北京天津河北辽宁上海江苏福建浙江山东广东海南山西安徽江西河南内蒙古广西湖北湖南吉林黑龙江重庆四川贵州云南陕西甘肃青海宁夏新疆图 3:新媒体使用行为的地区差异 此外,我们发现居民在使用传统媒体使用频率上的得分显著高于新媒体 。 这表明,一方面,尽管 不同地区居民对不同类型媒体使用行为存在差异,但整体上,传统媒体 仍占有优势地位,而且东、西 、中部居民之间的传统媒体使用行为的差异较小。另一方面,新媒体的发展改变着居民的媒体使用结构,但新媒体的使用频率仍不及传统媒体,而且 东部居民对新媒体的使用频率 明显 高于中、西部居民。 (二) 市场化对媒体使用的影响 表5 、表 6为媒体使用行为的影响因素的多层次线性回归模型 。 模型 1是 多水平分析中的虚无模型,用于确定数据是否存在显著的组内相关,从而决定多水平模型的建模。 在表 5模型 1中, 我们先以新媒体使用因子为因变量,进行两水平的虚无模型拟合。 我们可以看到对层一效应的方差点估计是 380.31,层 二 的方差估计 为 55.85。 ICC的值为 0.128, 这表明数据有 12.8%的变异来自组间差异。 根据Conhen所建议的判断标准 , 新媒体使用因子的 省区间相关系数属于中度关联强度3。 进一步分析发现,对层二方差的检验是显著的 ( p<0.001) ,卡方值为 412.3,自由度为 29。 这表明 新媒体使用这个因变量 可以从个人层次和 省份层次 的特征方面来解释 。 表 6模型 1是 以传统媒体使用因子为因变量,进行两水平的虚无模型拟合。 我们可以看到对层一效应的方差点估计是 247.34,层二的方差估计 为 36.48, 层二方差的检验是显著的( p<0.001),卡方值为 333.27,自由度为 29。 ICC的值为 0.129,这表明数据存在明显的层次结构,同时有 12.9%的变异来自组间差异。 这表明 使用多层次线性模型分析的必要性,需要增加变量对随机效应进行进一步分解和解释。 为了检验模型的稳健性,本文采用分层逐步进入的分析方法。 表5、表 6模型 2分别 考察 性别、政治面貌、年龄、年收入这四个控制变量 对居民 新 媒体 与传统媒体 使用行为的作用。 表5、表 6的 模型 3加入省份 层次的市场化 变量 ,综合考察市场化对媒体使用的影响。在模型分析中,我们将年龄变量、市场化指数根据总体平均数进行中心化处理。 从个体层次变量来看, 性别 变量与 对新媒体使用呈 显著 正 相关[b=3.09,S.E=0.72, t(2365)=4.31, p<0.001]。 同样地, 性别变量与 对传统媒体3根据 Conhen( 1988) 所建议的判断标准 , 当 0.059> ρ ≥ 0.01时 , 为低度关联强度 ; 当 0.138> ρ ≥ 0.059时 , 为中度关联强度 ; 当 ρ ≥ 0.138时 , 为高度关联强度 。 使用亦呈现 显著的 正向影响 [b=2.43,S.E=0.65,t(2365)= 3.74, p<0.001]。这说明男性比女性更为频繁地使用 不同类型的媒体。年龄变量对新媒体使用变量呈 显著 负相关 [b=-0.59,S.E=0.02,t(2365)=-25.47, p<0.001],这说明年龄越大,越少使用新媒体。但 相反的是,年龄变量对传统媒体使用变量呈现 显著的 正向关系 [b=0.08,S.E=0.02,t(2365)=3.74, p<0.001]。这点很好理解,比起年长者,年青一代更容易去学习新媒体的使用技能,也更愿意接受新的媒体使用形式。党员在新媒体使用频率方面要显著高于非党员 [b=10.34,S.E=1.08,t(2365)=9.56,p<0.001] ,在传统媒体使用的模型中也得到同样结果[b=6.8,S.E=0.98,t(2365)=6.91, p<0.001]。收入变量对新媒体使用具有统计显著性影响 [b=0.000019,S.E=0.000005,t(2365)=4.06, p<0.001], 个人收入水平越高,越经常使用新媒体。但收入变量对传统媒体则不具有统计显著性的影响。 在省级层次变量上,本文主要考察市场化指数与媒体使用关系。从 表 5模型 3中可以看到, 市 场 化 指 数 对 新 媒 体 使 用 呈 显 著 正 向 作 用[b=2.71,S.E=0.49,t(28)=5.58, p<0.001]。市场化指数每提高 1分,新媒体使用的得分将会增加 2.71分 ,表明市场化水平越高,对新媒体使用就越频繁,假设 1.1得到验证。 我们亦发现,加入市场化指数后, 层 1的方差基本保持不变, 层 2的方差点估计从模型 2的 52.35减少到 23.63,这说明加入这个变量能够解释 54.86%各省份之间的新媒体使用行为的差异。 但从 表 6模型 3中,我们看到 市场化指数对传统媒体使用并没有统计显著性影响,假设 1.2未得到证实。 注 : 1. 数据中括号内为 自由度 ; 2. “ 性别 ” 参照组为 “ 女性 ”,“ 政治面貌 ” 参照组为 “ 非党员 ”; 3. 显著性水平 : ﹡ p< 0.05, ﹡﹡ p< 0.01, ﹡﹡﹡ p< 0.001 四、市场化、媒体使用与中国居民的政治效能感 (一)政治效能感的区域比较 随着中国市场化的持续推进,东、中、西部居民由于在经济发展、生活方式和思维观念等方面的不同,也可能使得他们的政治效能感出现区域差别。 统计发固定效应 Coefficient SE t(df) Coefficient SE t(df) Coefficient SE t(df)截距 2 2 .6 5 1 .4 4 1 5 .7 5 ﹡﹡﹡(2 9 )1 9 .0 4 1 .4 3 1 3 .5 ﹡﹡﹡(2 9 ) 1 8 .7 9 1 .0 4 1 8 .1 2 ﹡﹡﹡(2 8 )个体层次变量性别3 .0 6 0 .7 2 4 .2 7 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) 3 .0 9 0 .7 2 4 .3 1 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 )年龄- 0 .5 8 0 .0 2 - 2 5 .3 3 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) - 0 .5 9 0 .0 2 - 2 5 .4 7 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 )政治面貌 1 0 .2 2 1 .0 8 9 .4 4 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) 1 0 .3 4 1 .0 8 9 .5 6 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 )收入0 .0 0 0 0 1 9 0 3 .9 6 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) 0 .0 0 0 0 1 9 5 E - 0 6 4 .0 6 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 )省级层次变量市场化指数 2 .7 1 0 .4 9 5 .5 8 ﹡﹡﹡(2 8 )随机效应 Variance df Chi-square Variance df Chi-square Variance df Chi-square层2 误差项 5 5 .8 5 29 4 1 2 .3 ﹡﹡﹡ 5 2 .3 5 29 4 8 4 .0 1 ﹡﹡﹡ 2 3 .6 3 28 2 3 5 .6 4 ﹡﹡﹡层1 误差项 3 8 0 .3 1 2 8 8 .2 1 2 8 8 .1 7组内相关系数(ICC ) 0 .1 2 8 0 .1 5 4 0 .0 7 6偏差值 2 1 1 3 1 .9 4 2 0 4 7 2 .5 4 2 0 4 5 1 .1 7估计参数个数 3 7 8卡方检验结果 6 6 1 .9 2 ﹡﹡﹡ 1 4 .9 6 ﹡﹡﹡模型拟合(B I C ) 2 1 1 5 5 .2 8 8 4 2 2 0 5 2 7 .0 1 9 6 5 2 0 5 1 3 .4 3 2 4 6表5 :新媒体使用行为的影响因素多层次线性回归模型模型1 模型2 模型3固定效应 Coefficient SE t(df) Coefficient SE t(df) Coefficient SE t(df)截距 5 2 .7 5 1 .1 6 4 5 .3 9 ﹡﹡﹡(2 9 ) 5 0 .6 6 1 .1 4 4 4 .4 5 ﹡﹡﹡(2 9 ) 5 0 .5 7 1 .0 9 4 6 .4 3 ﹡﹡﹡(2 8 )个体层次变量性别 2 .4 3 0 .6 5 3 .7 2 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) 2 .4 3 0 .6 5 3 .7 4 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 )年龄 0 .0 8 0 .0 2 3 .7 9 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) 0 .0 8 0 .0 2 3 .7 4 (2 3 6 5 )政治面貌 6 .7 8 0 .9 8 6 .9 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 ) 6 .8 0 .9 8 6 .9 1 ﹡﹡﹡(2 3 6 5 )收入 - 0 .0 0 0 0 0 1 0 .0 0 0 0 0 4 - 0 .1 6 (2 3 6 5 ) - 0 .0 0 0 0 0 1 4 E - 0 6 - 0 .1 3 4 (2 3 6 5 )省级层次变量市场化指数 0 .8 1 0 .5 2 1 .5 6 (2 8 )随机效应 Variance df Chi-square Variance df Chi-square Variance df Chi-square层2 误差项 3 6 .4 8 29 3 3 3 .2 7 ﹡﹡﹡ 3 1 .8 3 29 3 0 5 .4 5 ﹡﹡﹡ 2 8 .3 7 28 2 5 6 .0 7 ﹡﹡﹡层1 误差项 2 4 7 .3 4 2 3 7 .7 5 2 3 7 .8 2组内相关系数(ICC ) 0 .1 2 9 0 .1 1 8 0 .1 0 7偏差值 2 0 0 9 9 .9 6 2 0 0 0 2 .4 8 2 0 0 0 0 .1 9估计参数个数 3 7 8卡方检验结果 9 7 .4 8 ﹡﹡﹡ 2 .2 9模型拟合(B I C ) 2 0 1 2 3 .3 0 8 4 2 2 0 0 5 6 .9 5 9 6 5 2 0 0 6 2 .4 5 2 4 6表6 :传统媒体使用行为的影响因素多层次线性回归模型模型1 模型2 模型3现,东、中、西部居民外部效能感的平均得分分别为 45.3847、 42.8105 和 46.725分。 东 、 中 、 西部大体呈 “ U” 形分布 , 西部最高 , 东部其次 , 中部最低 。 为什么西部居民的外在效能感高于东部和西部呢? 现有研究表明外部效能感与政治信任有关。 我们猜测其中一个原因可能是西部涉及一些少数民族自治区和宗教地区,加之国家西部大开发的战略推进,西部居民获得更多的特殊政策的支持, 对政府工作 的信任度较高 ,所以外在效能感更高。 统计结果显示, 东、中、西部居民内在政治效能感的平均得分分别为 44.4508、41.0241和 40.7141分, 东 、 中 、 西部居民的内在效能感水平呈递减趋势 。 其格局恰好与东 、 中 、 西部的市场化程度相似 。 因此 , 我们尝试推测 , 市场化进程与内在效能感呈现正作用关系 , 即市场化发展程度越高 , 居民的内在效能感越高 。 当然 , 这种关系是否成立 , 还需要后文进一步检验 。 010203040506070北京天津河北辽宁上海江苏福建浙江山东广东海南山西安徽江西河南内蒙古广西湖北湖南吉林黑龙江重庆四川贵州云南陕西甘肃青海宁夏新疆图 4:居民外在效能感的地区差异 0102030405060北京天津河北辽宁上海江苏福建浙江山东广东海南山西安徽江西河南内蒙古广西湖北湖南吉林黑龙江重庆四川贵州云南陕西甘肃青海宁夏新疆图 5:居民内在效能感的地区差异 (二)市场化、媒体使用对政治效能感的影响 表 7为居民 外在 政治效能感影响因素的多层次线性回归模型。模型 1是 以外在效能感因子为因变量 的虚无模型。其参数估计结果显示, 层一效应的方差点估计是 356.3,层二的方差估计 为 12.7, ICC的值为 0.034。这说明外在效能感差异的3.4%是来自不同省份之间的差异。进一步分析发现,如果各个省份的外在效能感平均得分没有显著差别,那么对层二方差的卡方统计检验应该是不显著的,然而结果表明层二方差的检验是显著的( p<0.001),卡方值为 107.6,自由度为 29,这表明 外在 效能感 可 以从个体层次和宏观层次的特征方面来解释 。 表 8为居民内在政治效能感影响因素的多层次线性回归模型。模型 1是 以内在效能感因子为因变量的虚无模型。其参数估计结果显示, 层一效应的方差点估计是 481.8,层二的方差估计 为 10.62, ICC的值为 0.022。这说明外在效能感差异的2.2%是来自不同省份之间的差异。进一步分析发现,如果各个省份的内在效能感平均得分没有显著差别,那么对层二方差的卡方统计检验应该是不显著的,然而结果表明层二方差的检验是显著的( p<0.001),卡方值为 84.31,自由度为 29,这表明内在效能感 可 以从个体层次和宏观层次的特征方面来解释 。 表 7、表 8的模型 2分别考察了控制变量 政治面貌对居民外在效能感和内在效能感的作用。 表 6、表 7的模型 3则是在模型