公民對公共政策制定過程關注度的若干影響因素研究

摘要:中部六省公民對于公共政策制定過程的關注度隨年齡增長而變化的過程呈現類似拋物運動的規律#65377;關注度與公民的年收入之間存在微弱低度的正相關關系，用年收入的變化來解釋關注度的變化時，解釋能力不高#65377;學歷與關注度之間存在高度正相關關系，學歷每提高一個層次，公民對于公共政策制定過程的關注度就比相鄰較低的學歷層次群體大約提高5.42%#65377;聚類分析結果顯示，中部六省各種職業的公民對于公共政策制定過程的關注度可以合理地劃分為四個類別#65377;

關鍵詞:公民;公共政策;關注度;量化分析

中圖分類號:D035文獻標識碼:A文章編號:1003-854X(2006)12-0063-04

加強公共政策制定中的公民參與是提高公共政策合法性的重要手段，也是“現代社會區別于傳統社會的標志之一”①#65377;公民對于公共政策制定過程的關注度直接影響公民的參與行為和參與效果#65377;研究公共政策制定中的公民參與，必須首先研究公民對于公共政策制定過程的關注度及其影響因素#65377;湖北#65380;湖南#65380;河南#65380;江西#65380;安徽和山西六省地處中國中部，統稱為中部六省#65377;其土地面積約占全國的10%，人口數量約占全國的30%#65377;中部六省南北兼容，承東啟西，政治#65380;經濟#65380;文化等狀況在全國有一定的代表性#65377;所以，我們選取中部六省為個案，進行公民對政策制定關注度的若干影響因素的量化分析#65377;這種量化分析有利于增強對于公共政策制定過程的關注度與若干影響因素之間存在的客觀規律的認識，有利于在實踐中增強這些規律的可操作性#65377;相關資料的獲取主要通過問卷調查的方式進行#65377;調查的時間跨度為2004年8月至2006年9月#65377;共發出問卷1600份， 收回有效問卷1384份#65377;

公民對公共政策制定過程的關注度是一個多元函數#65377;就公民自身條件而言，要受到年齡#65380;個人收入#65380;文化程度#65380;職業等因素的影響#65377;為了考察這些因素如何在量化層面上影響中部六省公民對公共政策制定過程的關注程度，問卷中設計了“你對公共政策制定過程的關心情況”的問題#65377;該問題為單項選擇問題，備選項有四個:“非常關心”#65380;“關心”#65380;“不關心”#65380;“厭倦”#65377;設計本題的目的在于通過對答案的量化分析，揭示年齡#65380;個人收入#65380;文化程度#65380;職業等變量與“公民對公共政策制定過程的關心程度”之間存在的量化關系#65377;

對公共政策制定過程關注的人數越多，公民對公共政策制定過程關注的程度就越高#65377;因此本文將關注度定義在關注人數的基礎上#65377;在“非常關心”#65380;“關心”#65380;“不關心”#65380;“厭倦”四個選項中，“非常關心”和“關心”表達了對于公共政策制定過程的程度不同的關注，反映了一種積極態度，而“不關心”和“厭倦”則表達了對于公共政策制定過程的程度不同的淡漠，反映了一種消極態度#65377;本文將積極態度和消極態度區分開來，建立兩個概念，分別稱為關注度和淡漠度#65377;對公共政策制定過程表示關注的人數占總人數的百分比稱為關注度;對公共政策制定過程表示淡漠的人數占總人數的百分比稱為淡漠度#65377;關注度體現積極態度，淡漠度體現消極態度#65377;二者的計算方法如下:

關注度=選擇“非常關心”選項的人數占總人數的百分比+選擇“關心”選項的人數占總人數的百分比

淡漠度=選擇“不關心”選項的人數占總人數的百分比+選擇“厭倦”選項的人數占總人數的百分比

顯然，關注度=1-淡漠度，關注度與淡漠度之間存在負相關關系，由關注度可推導出淡漠度，故本文僅討論關注度#65377;

一#65380;關注度隨年齡增長而變化的過程呈現類似拋物運動的規律

將問卷中不同年齡段的公民對公共政策制定過程的關心狀況進行統計，得到表1所示數據#65377;

本文是傅廣宛教授主持的2004年度國家社會科學基金項目“公共政策制定與公民參與研究”(批準號04BZZ038)的階段性研究成果#65377;

首先考察樣本數據表現出的綜合特征#65377;從表1知，對于絕大多數年齡段來說，關心公共政策制定過程的人數占樣本中各年齡段公民的大多數，但各年齡段公民的關注度則呈現明顯區別#65377;在所有年齡段中，31-40歲的群體對公共政策制定過程的關注度最高#65377;而18-30歲群體的關注度是72.5%，明顯偏低，僅比61-70歲群體稍高#65377;如果說，61-70歲群體的公民已經退出勞動者主體隊伍，對于公共政策制定過程的關注程度有所降低是正常現象，但青年人通常被認為是比較關心政治的群體，對于公共政策制定過程的關注度偏低則是一種不太正常的現象#65377;這說明當前青年群體的政策參與淡漠情緒偏高，公民意識及公民責任感偏低#65377;這里有許多可能的原因，如社會轉型加劇，就業壓力增大，理想精神缺失，價值取向更加功利化，對社會失范現象的治理喪失信心等#65377;但無論如何，當前青年群體政策參與熱情的衰減將在很大程度上影響我國公共政策制定的民主化進程#65377;

其次，考察各年齡段中年齡增量對于關注度所起作用的大小和作用的方向#65377;用1#65380;2#65380;3#65380;4#65380;5#65380;6依次表示表1中從低到高的六個年齡段，將表1中年齡段和關注度數據進行曲線擬合，得到曲線方程及其示意圖#65377;見圖1#65377;

關注度=-0.026×(年齡段的序號)²+0.1349×年齡段的序號+0.6022

R²=0.9633

復測定系數為0.9633，表明關注度的變化可以用年齡的變化來解釋96.33%#65377;

可以證明該曲線方程連續且可導，此處不予贅述#65377;為便于對各年齡段進行比較研究，對上述方程分別求出一階導數和二階導數的表達式，并代入相關數據求出各年齡段所對應的一階導數值及方程的二階導數值#65377;一階導數值見表2，二階導數值為-0.052#65377;曲線方程的二階導數為負值，說明該方程存在一個極大值，且一階導數為單調減函數，即一階導數隨著年齡的增長而單調減小#65377;從上述函數特征出發，至少有三點結論可得到理論證明:

結論一:年齡增量對關注度的影響因年齡段而異#65377;從表2可知，每一年齡段所對應的一階導數值都不同，這說明年齡增量對關注度的影響因年齡段而異#65377;例如31-40歲和61-70歲兩個年齡段，年齡的增量都是9歲，但一階導數值卻分別為0.0309和 -0.1251#65377;前者為正值，說明在31-40歲的年齡段中，年齡增量對于關注度的提高起著積極作用#65377;后者為負值，說明在61-70歲年齡段，年齡增量對于關注度的變化起著消極作用，使關注度降低#65377;從絕對值上看，0.1251是0.0309的四倍，說明在61-70歲的年齡段，年齡增量對于關注度的影響遠遠大于31-40歲年齡段中年齡增量對于關注度的影響，前者的影響力是后者的四倍#65377;

結論二:關注度因年齡增長而提高的過程存在著臨界慢化效應#65377;即在若干年齡段內，關注度隨年齡的增長而提高，但這種提高不是無限的，而是存在一個極大值，該值又稱為臨界值#65377;關注度在隨年齡增長而提高的過程中，越接近臨界值其提高的速率越是放慢#65377;這種現象即臨界慢化效應②#65377;如，從表1看出，31-40歲年齡段的關注度最高#65377;以此為分界線，前邊兩個年齡段，關注度隨年齡增長而提高，但提高的速率隨著年齡增長逐漸變慢#65377;18-30歲年齡段關注度的提高速率是0.0829，而31-40歲年齡段關注度的提高速率是0.0309;后者更接近臨界值，但速率卻不及前者的一半#65377;這表明關注度的提高速率隨年齡增長而逐漸變慢，即存在臨界慢化效應#65377;

結論三:關注度的速率變化過程呈現類似拋物運動的規律#65377;41-50歲及其后邊的三個年齡段，關注度隨年齡的增加而降低，但降低的速率卻隨著年齡的增長逐漸加快#65377;如，51-60歲年齡段關注度的降低速率是-0.0731，負號表示關注度向降低的方向變化#65377;而61-70歲年齡段關注度的降低速率卻是-0.1251，是前一年齡段的1.7倍#65377;如果把結論之二描述的臨界慢化效應考慮在內，則關注度速率隨年齡增長而變化的整個過程就好像向天空中拋石塊，隨著時間的增加，越接近最高點，石塊的速度越慢，但過了最高點之后，石塊下降時，隨著時間的增加，其速度卻越來越快#65377;

上述三點結論提示，中部六省公民對于公共政策制定過程的關注度隨年齡增量而變化的過程呈現類似拋物運動的規律#65377;

二#65380;年收入與關注度之間存在微弱低度的正相關關系

將不同年收入狀況的群體對于公共政策制定過程的關心程度進行統計，得到表3所示數據#65377;

年收入與關注度之間的關系難以從表3中看出，為了從量化的層面更精確地探討關注度與公民的年收入之間相關程度的高低，將關注度與公民的年收入情況進行線性相關分析#65377;線性相關情況用Spearman相關系數來度量#65377;首先提出零假設H0，在顯著性水平為0.05的條件下，假設中部六省公民對于公共政策制定過程的關注度與年收入之間不存在線性關系#65377;經過計算后可以得到描述收入與關注度之間相關程度的Spearman相關系數為0.055，該數值為正值，說明二者在樣本中存在正相關關系#65377;顯著性水平為0.04，提示應該拒絕零假設#65377;這就是說，不僅在樣本中存在正相關關系，而且樣本所來自的總體即中部六省公民對于公共政策制定過程的關注度與年收入之間也存在正相關關系#65377;當相關系數的絕對值大于0.8時，表明兩變量之間具有較強的線性關系;當相關系數的絕對值小于0.3時，表明兩變量之間的線性相關關系較弱#65377;而中部六省公民的年收入與關注度兩變量的Spearman相關系數僅僅為0.055，說明中部六省公民對于公共政策制定過程的關注度與公民的年收入之間盡管存在一定的正相關關系，但相關程度非常低，二者只是一種微弱低度的正相關關系#65377;

為進一步探討這種正相關關系的解釋能力，將關注度與公民的年收入進行回歸分析，可得復測定系數為0.072，表明用年收入的變化可以解釋關注度變化的7.2%#65377;用年收入的變化來解釋關注度的變化時，解釋能力顯然不高#65377;如，相對于更低收入的群體，中部六省年收入10萬元以上的群體對于公共政策的關注度不是提高而是降低#65377;這種正相關關系解釋能力低下的現象說明，不可以過分依賴收入因素解釋關注度的變化#65377;

分析表3可知，正相關關系的解釋能力低下的原因主要是10萬元以上高收入階層的關注度偏低所致#65377;中國的高收入階層處于初生期，其階層意識目前尚處于萌芽狀態，尚未形成全面而系統的政策訴求#65377;該階層中相當一部分人對公共政策制定的關心未必出于公共精神，更多的是出于自我保護意識，所以政策訴求覆蓋面不寬#65377;“其要求主要集中在兩個相互聯系的問題上，即:合法的私營財產和民主權利的法律保護#65377;”③一些以“企業家”身份當選的人大代表或政協委員，對其政治身份相當看重，但其看重的并不是政治身份承擔的為民代言的神圣責任，而是這一特殊身份的光環為謀取私利和規避風險所帶來的便利#65377;一個缺乏全面#65380;系統的政策訴求的階層不會對公共政策制定過程給予高度的關注#65377;公共精神匱乏#65380;社會責任感流失所帶來的對于公共政策制定的關注度偏低，將有可能導致政治層面上“為富不仁”的社會現象加劇#65377;目前狀況下，高收入階層在政策制定中的作用難以寄予高度期望#65377;

三#65380;文化程度與關注度之間存在高度的正相關關系

“受教育的程度愈高，對民主的要求就愈強烈”④#65377;文化程度是影響公民對于公共政策制定過程關注度的一個重要因素#65377;將樣本中不同文化程度公民對于公共政策制定過程的關心程度進行統計，得到表4所示數據#65377;

用1#65380;2#65380;3#65380;4#65380;5分別代表“高中以下”#65380;“高中或中專”#65380;“本科或專科”#65380;“碩士”#65380;“博士”等五個學歷層次，然后將文化程度和關注度進行一元回歸分析，可以得到如下方程:

關注度=0.0542×文化程度的序號+0.585

R²=0.9058

這意味著從“高中以下”為起點向上，依次為“高中或中專”#65380;“本科或專科”#65380;“碩士”直至“博士”共五個學歷層次，學歷每提高一個層次，公民對于公共政策制定過程的關注度就比相鄰較低的學歷層次群體約提高5.42%#65377;復測定系數為0.9058，表明關注度的變化可以用學歷變化解釋90.58%#65377;學歷與關注度之間存在高度正相關關系，見圖2#65377;

圖2中，直線為利用方程計算所得的理論值，各個黑點為實際統計值#65377;圖2表明理論值與實際值是很吻合的#65377;再進行假設檢驗，得顯著性水平小于0.01#65377;由此可以認為該方程的意義在于，不僅用量化方式清晰地表述了學歷與關注度之間的高度正相關關系，而且回答了中部六省公民的學歷提高多少，公民對于公共政策制定過程的關注度因此而提高多少的問題#65377;同時，利用該方程還可以十分方便地計算出中部六省任何學歷群體對于公共政策制定過程的平均關注度#65377;

四#65380;職業對于關注度的影響

公民對于公共政策制定過程的關注度的高低與公民所從事的職業相關#65377;職業對于關注程度的影響見表5#65377;

數據表明，一些不同的職業對關注度的影響相互之間區別不大#65377;如果以各種職業為分析單元，將公民對于公共政策制定過程的關注度從高到低排序，顯得過于細化，缺乏實際意義#65377;所以，進行集約處理并按照不同的類別進行排序是更為合理而清晰的方法#65377;為此，將各種職業的公民對于公共政策制定過程的關注度按照類間平均連接法的思路進行聚類分析#65377;聚類分析結果見表6#65377;

聚類分析結果揭示了三項重要內容#65377;首先，按照嚴格的科學邏輯，計算出了樣本中的中部六省公民對于公共政策制定過程的關注度應區分為四組，并列出了每組內部所包含的關注度比較接近的各種職業的公民群體#65377;這種方法比未經計算而僅憑一般的觀察直覺就對關注度進行分類的方法更為精確和可靠#65377;其次，依照關注度的大小，準確地排出了各組關注度的大小順序，從第一組至第四組，各組中的公民對于公共政策制定過程的關注度依次降低#65377;值得關注的是，大學生#65380;中專生及中學生群體對于公共政策制定過程的關注度排列在第三組，這種位次靠后的現象說明對于大中專學生以及中學生的公民意識教育依然任重道遠#65377;第三，通過聚類分析，更加清晰地表述了轉型期社會各階層對于公共政策制定過程的關注度發生分化的政治現象及其分化依據#65377;按照既往傳統的政治標準，工人#65380;農民和軍人對于公共政策制定過程的關注度應該位于同一組，但聚類分析結果卻表明，工人#65380;農民和軍人對于公共政策制定過程的關注度區分為三組#65377;這種現象在一定程度上說明，當前公民對于公共政策制定過程關注度的分化不是以政治身份為分化依據，而是以職業身份和經濟收入為分化依據#65377;從這個意義上說，這種分化對于如何鞏固傳統意義上的工農聯盟提出了新的命題，“正視并切實鞏固和發展新形勢下的工農聯盟成為歷史的必然”⑤#65377;由此出發，這種分化必將帶來公共政策制定模式及其價值取向發生深刻的改變#65377;

注釋:

① 李雪卿:《我國公民政治參與的現狀分析》，《南京社會科學》1998年第5期#65377;

② 傅廣宛:《非線性視角中的公共政策執行過程》，《中國行政管理》2003年第5 期#65377;

③ 董明:《對私營企業主階層研究的有關文獻綜述》，《中共浙江省委黨校學報》2006年第4 期#65377;

④ 阿爾溫#8226;托夫勒:《權力的轉移》，中共中央黨校出版社1991年版，第232頁#65377;

⑤ 劉曼抒:《農民工素質全方位提高的重要意義及對策思考》，《社會科學戰線》2005年第4 期#65377;

(責任編輯劉龍伏)