政治信任何以轉化為政治認同
——基于2019年中國社會狀況綜合調查數據的分析

陶苞朵 張等文

(東北師范大學，長春130117)

一、問題的提出

政治認同與政治信任均屬于政治態度范疇。政治認同是公民在政治生活中形成的一種對國家、政黨、價值等的認可以及在情感和意識方面的歸屬感，是一種從個體到組織的縱向認同，體現為遞進式的政治心理和行為統一過程[1]。“得民心者得天下”“民心所向，勝之所往”等政治經驗反映出政治認同對于增強政治合法性、促進政治穩定具有重要作用。

政治信任與政治認同密切相關，主要指公民基于與政治體系的互動關系形成的認知、情感、評價、信念及相應行為選擇[2]。從功能主義來看，信任是認同的基礎，二者在一定程度上呈現為來源與歸宿的關系[3]，這種關系同樣適用于政治領域，即公民政治信任是政治認同的基礎，政治認同的核心是“對政治權力及其運行情況的信任以及對政治系統所倡導的政治價值的信仰”[4]，政治信任與政治認同的緊密關系不言而明。

以往研究不僅關注到政治信任與政治認同的強關聯度，而且揭示了政治信任與政治認同在政治態度層面呈現為由淺入深的結構關系[5]，但是鮮見對以下問題的探討：公民政治信任能否轉化為政治認同？如果能，是如何轉化的？政府績效和政治參與在這一轉化過程中能否發揮作用？如果能，分別發揮什么作用？為了解釋這些問題，本文通過量化分析2019年中國社會狀況綜合調查(CSS)問卷數據，分別探究公民政治信任對政治認同及其不同維度——黨的認同、國家認同、價值認同的影響，分析政府績效、政治參與等變量在政治信任向政治認同轉化過程中發揮怎樣的作用，力圖揭示公民政治信任轉化為政治認同的具體路徑，希冀為新時代黨和政府厚植公民政治信任基礎以及強化政治認同提供學理支撐和政策建議。

二、文獻綜述與研究假設

雖然政治信任是政治認同的重要來源，但是二者之間關系復雜，并非線性相關。政治信任不會自然而然地轉化為政治認同，這一轉化過程可能受到政府績效、政治參與等多重變量的影響。

(一)政治信任與政治認同

政治信任與政治認同皆以公民為主體、以政治系統及其內部要素為客體，二者不能混為一談，它們屬于不同層次的政治態度。政治態度是公民對政治系統及其不同組成部分和系統中自我角色的態度[6]，由政治認知、政治情感和政治動機組合而成。其中，政治動機決定政治態度的層次，動機傾向越明顯，政治態度層次越深刻[7]。從政治態度的三個組成要素來看政治信任與政治認同，可以發現：政治信任是以政治認知為前提的政治情感傾向，政治信任水平高低與公民利益實現情況掛鉤，這致使公民的行為動機具有不穩定性，所以政治信任是淺層次的政治態度；而政治認同是公民與政治權力發生關系時產生的一種心理現象[8]，是公民內心深處對所屬政治系統的依附感，具體表現為對政治體系的認可、信任和支持[9]，并且具有很強的實踐性[10]。政治認同是政治認知、政治情感和政治動機的有機結合，與政治信任相比，其隱藏的動機傾向更穩定，更有可能輸出積極的政治行為，因此政治認同是深層次的政治態度。從構建時長來看，政治認同不容易被創造[11]，培育政治認同是一個相對漫長、動態變化的過程，而政治信任更容易在較短時間內展現出明顯的效果[12]。無論是政治態度層次深淺的區別，還是構建時間長短的差異，都說明同一問題：公民政治信任在時間發酵中具備轉化為政治認同的可能性。

在承認政治信任可能轉化為政治認同的基礎上，緊接著需要探討“政治信任可能轉化為政治認同的哪些方面”這一問題。解構政治認同的圈層結構便成為回答這一問題的先決條件。從政治認同程度來看，它分為初級的本能認同、中級的情感認同和高級的自覺認同三個層次[13]；從政治認同的指向對象來看，政治系統包括權威當局、制度典則和政治共同體[14]，其中，權威當局指政府、政黨等，制度典則包含價值、制度和權威結構等，政治共同體主要指國家、民族等。基于此，政治認同可以劃分為政黨認同、國家認同和價值認同等維度。公民對中國共產黨的認同是當代中國政治認同的核心[15]，因為“中國特色社會主義最本質的特征是中國共產黨領導，中國特色社會主義制度的最大優勢是中國共產黨領導”[16]，中國共產黨在國家建設與政治發展中發揮了巨大作用；國家認同是公民對國家發展道路、文化傳統、制度建設、國際地位等方面的知悉、接受和認可[17]，與政治認同形影相隨，其在政治認同圈層結構中處于圓心位置[18]；價值認同是公民在長期的社會交往過程中逐步形成的對某種價值觀念或價值理想的認可、接納并愿意共享的情感體驗，主要體現為公民對社會主義核心價值觀的認同[19]。

結合以上分析，公民政治信任存在向政治認同轉化的可能性，具體可能轉化為對中國共產黨的認同、國家認同和價值認同，據此提出以下假設：

假設H1a：政治信任與政黨認同存在顯著的正相關性。

假設H1b：政治信任會對國家認同產生顯著正向影響。

假設H1c：政治信任會對價值認同產生顯著正向影響。

(二)政府績效的中介效應

政府績效通常指政府履行職能對經濟社會等領域進行管理的效果，主要包括經濟發展績效、政治發展績效、社會建設績效、文化建設績效和生態治理績效等方面。現有研究表明，公民政治信任與其對政府績效的評價存在相關性。李小勇和謝治菊通過實證調查發現，村民對政府的信任度與鄉村治理績效呈正相關，政府信任層級差異小的地區的政府績效較好且分布比較均衡[20]。王宇明將政治信任作為公民社會信任結構中的一個維度，利用“中國社會綜合調查”數據驗證了公民政治信任會對其評價政府基礎性績效和發展性績效產生顯著的作用效力[21]。

此外，政府績效與政治認同密切相關。蒙象飛認為，政績基礎(政治行為及其績效)是政治認同的主要來源之一[22]。因為政府績效與人民利益滿足情況掛鉤，利益實現是公民形成政治認同的心理基礎[23]。只有當政府績效顯著、公民利益得到滿足時，政治認同才更加牢固。龍太江和王邦佐在論述中國政治合法性基礎時也持有類似觀點，他們認為，“任何政治統治的穩固，都必須以民眾的認同與支持為基礎……這種認同……以被統治者對政權履行職能的效率、對公共利益的維護和民眾個人利益的滿足為基礎”[24]。

綜上可知，政府績效可能是促進公民政治信任轉化為政治認同的關鍵橋接。因為政治信任影響公民對政府績效的評價，而政府績效能夠滿足公民利益需求從而促使其形成利益認同，最終搭建出公民政治認同的邏輯起點[25]。本文據此提出以下假設：

假設H2：政府績效是公民政治信任向政治認同轉化的中介變量。

(三)政治參與的調節作用

公民政治參與是現代民主政治的重要環節，是“普通公民試圖影響政府決策及其實施的各種行為”[26]，即公民通過各種途徑參與政治生活并對政治體系的構建、運作以及公共政策產生直接或間接影響的政治行為。為了解釋政治參與在公民政治信任轉化為政治認同過程中可能存在調節作用，需要厘清以下兩個問題：一是政治參與能否對政府績效產生影響；二是政治參與能否進一步影響政治認同。

至于第一個問題，郎友興和喻冬琪給出肯定性解釋，他們通過對溫嶺市做法進行實證分析來檢驗公民政治參與和政府績效的關系，發現“公民的政治參與是政府提升政治效益，優化公共服務的強大動力”[27]，因為政治參與能使公民的不同需求偏好在一定程度上得到滿足，從而使公民對政府服務的滿意度提升，而這種滿意度恰巧以公民對政府績效的高度評價呈現出來。鄭建君利用6159份調查數據進行實證分析，結果證明“政治參與對公共服務滿意度具有顯著的正向影響”[28]，而公共服務滿意度是測量政府績效的重要指標。上述研究成果在一定程度上揭示了公民政治參與和政府績效的關聯性。

至于第二個問題，學者們分別從心理學和政治實踐視角進行分析，得出了類似的答案。依據心理學的觀點，政治參與是政治心理的一種顯性化表達形式，能夠避免政治疏離感，提升政治歸屬感；公民只有積極參與政治生活、介入政治過程，才能形成政治認同[29]。從政治實踐視角出發，政治認同是政治心理與政治行為的統一，而政治參與作為一種能夠表達自身利益訴求、試圖影響政府決策或政策執行的政治行為[30]，是政治認同的構成要素之一。劉云虹認為，政治參與是“社會成員對政治體系進行政治認同的實踐過程”[31]，必然會對政治認同產生影響。結合上述分析，提出以下假設：

假設H3：政治參與不僅在政治信任和政府績效的關系中具有調節作用，而且在政治信任通過政府績效向政治認同的轉化過程中也發揮出顯著的調節作用。

綜上所述，本文的研究假設模型如圖1所示。

圖1 研究假設模型

(一)數據來源

本文采用中國社會狀況綜合調查(Chinese Social Survey，簡稱CSS)最新公布的2019年數據開展研究。CSS是一項調查區域覆蓋全國31個省級行政單位的連續性抽樣問卷調查，由中國社會科學院社會學研究所于2005年發起，目前已經完成了7輪調查。在剔除無效樣本和缺失值的基礎上，共獲得9973份有效樣本。

(二)變量選擇與測量

除人口統計學變量外，本文重點考察的變量為政治認同、政治信任、政府績效和政治參與等。

1.因變量——政治認同

政治認同分為公民對中國共產黨的認同、國家認同和價值認同。在CSS2019調查問卷中，選取“G1-5您在多大程度上同意‘沒有共產黨，中國就會陷入混亂’的說法”作為公民對中國共產黨的認同的測量題項；選取“G1-2我經常為國家取得的成就而感到自豪”和“G1-3如果有下輩子，我還是愿意做中國人”兩個題項測量國家認同；選擇“G7您認為一個好的社會應該包括下列哪些特征？富強、民主、文明、和諧、自由、平等、公正、法治、愛國、敬業、誠信、友善”測量價值認同。在這四項題目中，G1-2、G1-3和G1-5的編碼相同，選項1表示“很同意”，2表示“比較同意”，3表示“不太同意”，4表示“很不同意”，而8表示“不好說”。為了更加合理地利用數據，結合公民評價相對謹慎的特點，借鑒王曉瑩和羅教講[32]、陳永進等人[33]的觀點，將8“不好說”看作“一般”，并對這三個題項進行反向編碼，使其符合李克特(Likert)五點計分的規則，重新編碼后的1表示“很不同意”(由選項4轉換)，2表示“不太同意”(由選項3轉換)，3表示“一般”(由選項8“不好說”轉換)，4表示“比較同意”(由選項2轉換)，5表示“很同意”(由選項1轉換)，數字越大，代表公民對中國共產黨的認同和國家認同程度越高。G7是一個多項選擇題，受到問卷設置的影響，受訪者至多只能選擇五項，選擇個數介于0—5之間。因此，本文將受訪者選擇個數與價值認同程度相聯系，當受訪者選擇0或1個題項，表示其價值認同“很低”；當受訪者選擇2個題項，表示其價值認同“比較低”；當受訪者選擇3個題項，表示其價值認同“一般”；當受訪者選擇4個題項，表示其價值認同“比較高”；當受訪者選擇5個題項，表示其價值認同“很高”，對應編碼為“1、2、3、4、5”。受訪者選擇個數越多，表明其對社會主義核心價值觀的認同度越高。經過檢驗，重新編碼后的G7數據符合正態分布(sig<0.001，非常顯著)。

2.自變量——政治信任

測量政治信任的方式有兩種，一種是直接測量公民對政府的信任程度，另一種是通過間接測量公民其他態度(如政府滿意度)來反映政治信任。本文選擇第一種測量方式，具體以CSS2019問卷中“F1a-1請問，您信任‘中央政府’嗎” “F1a-2區縣政府” “F1a-3鄉鎮政府” “F1a-11法院”“F1a-12公安部門”為測量題項。采用與因變量相同的編碼方式，將選項8“不好說”重新編碼為3“一般”，從而使原先的李克特四點計分轉換成五點計分，即1表示“完全不信任”，2表示“不太信任”，3表示“一般”，4表示“比較信任”，5表示“非常信任”。政治信任作為一個整體變量，還需要對這些題項進行加總、求均值處理。

3.中介變量——政府績效

中介變量是自變量對因變量產生影響的實質性原因，即自變量只有通過中介變量才能對因變量產生作用。政府績效可能是政治信任向政治認同轉化的中介變量，測量題項為CSS2019問卷中“G3您認為政府下列方面的工作做得好不好”，具體包括“提供醫療衛生服務”“為群眾提供社會保障”“保護環境，治理污染”“保障公民的政治權利”“打擊犯罪，維護社會治安”“廉潔奉公，懲治腐敗”“依法辦事，執法公平”“發展經濟，增加人們的收入”“擴大就業，增加就業機會”“政府信息公開，提高政府工作的透明度”“有服務意識，能及時回應百姓的訴求”“提供優質教育資源，保障教育公平”“保障食品藥品安全”等十三道題目，按照與因變量相同的數據處理方式對這些題目的選項進行重新編碼，使1表示“很不好”，2表示“不太好”，3表示“一般”，4表示“比較好”，5表示“很好”；然后進行加總、求均值處理，獲得連續型變量“政府績效”，取值范圍是1—5，數值越大，代表政府績效越高。

4.調節變量——政治參與

與中介變量不同，調節變量的作用在于解釋自變量在何種條件下會對因變量產生影響，而且這種作用不是引起因變量變化的關鍵因素。本文側重于考量制度化政治參與的調節作用，通過“H1a-2向政府部門反映意見”“H1a-3參加村(居)委會選舉”“H1a-4參加所在村居/單位的重大決策討論”三道題目測量公民政治參與情況，將選項賦值為“參加過=1，沒有參加過=0”，加總后得到定序變量“政治參與”，取值范圍是0—3，數值越大，代表公民參與政治生活越積極。

5.控制變量

作為實驗變量以外可能影響數據結果的潛在因素，控制變量不僅包括性別、年齡、民族、戶口性質、受教育程度等人口統計學變量，還包括政治面貌、社會地位和社會公正。政治面貌與政治認同之間的關聯度無可非議，具體選擇CSS2019問卷中“A3您的政治面貌”作為政治面貌的測量題項，并重新賦值為“中共黨員=1，其他=0”。社會存在決定社會意識，政治認同作為社會意識的組成部分，必然會受到公民的社會存在或社會地位的影響，因而選擇“D3a您認為目前您本人的社會經濟地位在本地大體屬于哪個層次”來測量公民的社會地位。社會公正是政治認同的底線和基本價值取向[34]，與政治認同聯系緊密，具體以“F4b4請用1-10分來表達您對現在社會總體公平公正情況的評價，1分表示非常不公平，10分表示非常公平”來測量社會公正。所有變量名稱、涉及題項及具體操作和描述性統計見表1。

表1 CSS2019相關變量解釋與描述性統計

(三)分析工具與策略

為了探究公民政治信任轉化為政治認同會受到何種變量的影響，本文采用SPSS 22.0分析工具進行模型建構。在保持控制變量一致的前提下，統計分析策略分為以下三個步驟：首先，單獨研究公民政治信任對政治認同的影響，并觀察政治信任對中國共產黨的認同、國家認同和價值認同產生影響的差異；其次，添加中介變量——政府績效，依次驗證政府績效在公民政治信任轉化為政治認同及其不同維度的過程中是否存在中介效應，分別計算政府績效在每條路徑中的中介效應占比；最后，引入調節變量——政治參與，探索其在政治信任對政府績效的影響中是否具有調節作用，并檢驗其是否會影響政治信任通過政府績效轉化為政治認同的具體路徑。

本文主要采用多元線性回歸分析模型，數理表達式如下：

y=β0+β1x1+β2x2+…+βjxj+μ

其中，y指因變量，即公民政治認同；xj表示引入的第j個自變量或控制變量，包括政治信任、政治參與、政府績效、人口學特征變量、政治面貌、社會地位、社會公正等；βj表示第j個自變量或控制變量對應的回歸系數；β0為常數項；μ為隨機誤差項。

四、模型建構與結果分析

在明確分析策略、構建分析模型的基礎上，本文依次建立十個模型，分別檢驗政治信任、政府績效、政治參與對公民政治認同的不同影響，利用CSS2019的調查數據來判斷假設是否成立。

(一)政治信任對政治認同的影響

在控制變量保持一致的前提下，模型一到模型四分別檢驗了政治信任對政治認同、黨的認同、國家認同和價值認同的影響。

模型一的解釋力度為6.6%，分析結果表明：政治信任對政治認同存在顯著正向影響(p≤0.001)，當公民政治信任每增加一個單位，政治認同會增加0.099倍；控制變量中的性別、戶口性質、受教育程度、政治面貌和社會公正對政治認同具有顯著影響，性別通過1%的顯著性水平檢驗，其余變量均通過0.1%的顯著性水平檢驗。這說明男性、非農業戶口、受教育程度高、政治面貌為中共黨員的公民的政治認同水平高于女性、農業戶口、受教育程度低、政治面貌不是中共黨員的公民；社會總體公平公正情況越好，公民政治認同程度越高。

模型二分析了政治信任對公民對中國共產黨的認同的影響，結果顯示二者呈顯著正相關，當政治信任每增加一個單位，公民對中國共產黨的認同相應增加0.158倍，并且通過0.1%的顯著性水平檢驗，驗證了假設H1a。控制變量中的年齡、戶口性質、政治面貌和社會公正對因變量具備顯著正向影響，分別通過0.1%、5%、0.1%和1%的顯著性水平檢驗；其余變量對因變量的影響不顯著。

模型三以國家認同為因變量，解釋力度為6.8%，表明政治信任對國家認同也存在顯著正向影響，即公民政治信任水平每上漲一個單位，其對國家的認同度會隨之提升0.136倍，并且這種影響通過了0.1%的顯著水平檢驗，假設H1b成立。在控制變量中，年齡和社會公正(p≤0.001)、受教育程度(p≤0.01)、戶口性質和政治面貌(p≤0.05)對政治認同的顯著正向影響由大到小排列。

模型四的解釋力度為6.5%。雖然模型四的分析結果表明政治信任對價值認同存在正向影響，但是這種影響力并不顯著，假設H1c不成立。這可能是因為公民價值認同不僅受到政治信任的影響，還與歷史文化傳統、后物質主義價值觀、代際更替等因素密切相關，質言之，公民政治信任不是引起價值認同變化的關鍵變量。控制變量中的性別、年齡與公民價值認同呈顯著負相關，戶口性質、受教育程度、政治面貌和社會公正與價值認同呈顯著正相關，這表明男性、年輕者、非農業戶口、受教育程度高、政治面貌為中共黨員的公民對社會主義核心價值觀的認同度高于女性、年長者、農業戶口、受教育程度低、政治面貌不是中共黨員的公民；社會總體狀況越公平公正，公民價值認同程度越高。

橫向比較模型一至模型四，可以發現，公民政治信任與其對中國共產黨和國家的認同存在更為緊密的聯系，與價值認同的聯系較為薄弱一些，這說明公民政治信任更有可能轉化為其對中國共產黨的認同和國家認同，而公民對政治價值的認同受到多重因素影響，制約了公民政治信任轉化為價值認同的效能。社會公正在四個模型中對不同的因變量都具有顯著正向影響，分別通過0.1%、1%、0.1%、0.1%的顯著性水平檢驗，表明社會公正在培育公民政治認同進程中發揮著重要作用。因此，在強化公民政治認同以及政黨認同、國家認同和價值認同時，必須注重社會公正對其產生的積極作用。模型一至模型四的分析結果見表2。

表2 政治信任對政治認同的多元回歸分析

(二)中介效應檢驗

模型五至模型八分析了政府績效對政治認同及其不同維度的影響(見表3)，在此基礎上進一步檢驗政府績效在公民政治信任向政治認同轉化過程中能否發揮中介效應(見表4)。

模型五的分析結果表明，政府績效對政治認同具有顯著正向影響(p≤0.001)，當政府績效每增加一個單位，政治認同相應增加0.05倍；控制變量中性別、戶口性質、受教育程度、政治面貌和社會公正對政治認同具有顯著影響，這個結果與模型一相似，表明政府績效對政治認同的影響不受上述變量制約。模型六至模型八進一步考察政府績效對政黨認同、國家認同和價值認同的影響，分析數據表明：政府績效對公民對中國共產黨的認同和國家認同具有顯著正向影響(p≤0.001)，對價值認同不具有顯著影響，這是因為政治信任對價值認同的影響不顯著，政府績效作為一個中介變量，在二者關系中承擔的作用更是微乎其微；控制變量中年齡、戶口性質和政治面貌對不同的因變量都具有顯著影響，即年長者、非農業戶口、中共黨員的政黨認同和國家認同高于年輕者、農業戶口和非中共黨員。

表3 政府績效對政治認同的多元回歸分析

檢驗中介效應的關鍵在于判斷自變量對中介變量的效應和控制自變量后中介變量對因變量的效應的乘積是否等于0。乘積等于0，說明不存在中介效應；乘積不等于0，說明存在中介效應。中介效應的檢驗方法主要有依次檢驗法、Sobel法和Bootstrap法。根據溫忠麟、葉寶娟的觀點，如果檢驗結果都顯著，則采用依次檢驗法；如果檢驗結果存在至少一個不顯著，則采用Bootstrap法[35]。本文在已知公民政治信任對政治認同及其不同維度的總效應(c)、控制政治信任的影響后判斷政府績效對政治認同及其不同維度的效應(b)、控制政府績效的影響后判斷政治信任對政治認同及其不同維度的直接效應(c’)的基礎上，分析政治信任對政府績效的效應(a)，并按照檢驗流程判斷政府績效是否存在中介效應，如果存在，則根據公式Effectm=ab/c計算該中介效應占總效應的比例。

表4 政府績效的中介效應

表4結果顯示，政府績效在公民政治信任向政治認同轉化過程中起到部分中介效應，這種效力占據總效力的20.35%，假設H2成立。具體而言，政府績效在公民政治信任轉化為對黨的認同、國家認同過程中起到部分中介作用，中介效應占總效應的比例分別為25.51%和18.67%；而政府績效在公民政治信任向價值認同的轉化過程中不存在中介效應，因為政治信任影響價值認同的總效應不顯著，且檢驗系數a和b中存在一個不顯著，經過Bootstrap法檢驗，政治信任通過政府績效對價值認同的間接效應的95%置信區間為[-0.027，0.043]，包含0值，未通過顯著性檢驗。

(三)調節作用檢驗

政治參與作為調節變量，在政治信任與政府績效的關系中具有顯著影響(B=0.043，p≤0.001)，模型九驗證了這一觀點。為了直觀地解釋政治參與在政治信任和政府績效關系中的調節作用，本文以M+SD為標準，將所有受訪者依據政治參與總分高低劃定為低分組和高分組，分別檢測兩組的政治信任與政府績效關系的不同斜率，并繪制交互效應圖(如圖2)。對于政治參與度較低的群體，其政治信任對政府績效具有顯著的正向預測作用；而對于政治參與度較高的群體，其政治信任對政府績效同樣具有正向影響。通過比較兩組的斜率差異，可以發現，政治參與度低的公民的政治信任對政府績效的正向影響大于政治參與度高的公民，這可能是因為政治參與通常伴隨政治效能感、政治認知、社會資本等因素，而政治參與度低的公民在政治效能感、政治認知、社會資本等方面比較薄弱，與政府的接觸比較少，在評價政府績效時參考點不多，因而其對政府的信任程度成為主要依據。雖然，政治參與度低的公民通常對政治的敏感度較低，但當其被某些事件喚醒，有可能成為潛在的積極的政治參與者，從而形成強大的政治參與力量，這在一定程度上可以說明政治參與度低的公民受到政治信任影響評價政府績效的力度大于政治參與度高的公民。

圖2 政治信任、政治參與對政府績效的交互作用

模型十以政治認同為因變量，以政治信任為自變量，以政府績效為中介變量，以政治參與為調節變量，分析結果表明：政治參與對政治認同具有顯著正向影響(p≤0.001)，當政治參與每增加一個單位，政治認同相應增加0.129倍；政治信任與政治參與的交互項對政治認同的作用也比較顯著(p≤0.05)，表明政治參與在公民政治信任轉化為政治認同過程中也具備明顯的調節作用，驗證了假設H3。政治參與具備調節作用的分析數據見表5。

表5 政治參與的調節作用

五、結論與建議

作為公民的主觀政治態度，政治信任與政治認同體現為由淺到深的層次結構，前者向后者轉化會受到多種變量的影響。基于2019年中國綜合社會調查(CSS)問卷的數據分析，可以發現：

政治信任是政治認同的來源和基礎，政治認同是公民政治信任的深化。公民政治信任與政治認同之間呈正相關，但不是簡單的線性相關。從政治信任與政治認同不同維度的關系來看，公民政治信任與其對中國共產黨的認同的正相關性最為顯著，國家認同次之，而價值認同與政治信任不存在顯著相關性，因此，假設H1a、假設H1b成立，假設H1c不成立。

政府績效是公民政治信任轉化為政治認同的中介變量，中介效應占比20.35%，假設H2成立。公民政治信任程度越高，政府績效越令人滿意，公民對中國共產黨的認同和國家認同程度越高。

政治參與不僅在政治信任與政府績效的關系中具備顯著的調節作用，而且會影響通過政府績效發生作用的政治信任與政治認同的關系，假設H3成立。

黨的十八大以來，習近平強調要“不斷增進對中國共產黨領導和中國特色社會主義的政治認同、思想認同、理論認同、情感認同”[36]。結合CSS2019的分析結果，黨和政府應從以下幾個方面夯實公民政治信任基石，強化公民政治認同，為實現中華民族偉大復興凝心聚力。

第一，政治信任是政治認同的基礎，提升公民政治信任是保障其轉化為政治認同的前提條件。既有研究表明，中國的政治信任保持在較高水平[37]，表1中的數據也證明了這一點，公民政治信任的均值為3.90(取值范圍1—5)。作為政治信任的客體，政府堅持將人民群眾的利益置于首位。樹立良好的政府形象，是獲得公民政治信任的最有效途徑。政府應想民之所想、辦民之所需，通過提高治理績效、凈化政治環境、強化政府透明度等策略來提升公民政治信任水平；通過完善利益表達渠道、增強政府回應性等方式提升政府公信力，不斷積累公民政治信任的總量，促使其實現向政治認同轉化的質的飛躍。

第二，推動政府績效穩步增長，是加快公民政治信任向政治認同轉化的關鍵環節。從理論上看，績效是成本與收益之間的關系，降低成本、增加收益是提升績效的兩種途徑，提升政府績效亦是如此。為了全方位提高政府績效，各級政府應關注如何提升政府治理活動的總效益，即如何更好地滿足人民對美好生活的需要；堅持以人民為中心的發展理念，扎實做好“六穩”“六保”工作，實現政治、經濟、社會等多種績效的融合性發展，著眼于滿足公民對生態環境治理、精神文化建設等高層次的公共服務需求和對社會公平公正、社會保障的現實需要，逐漸彌合公民政治期望與實際獲得之間的落差，從而為獲得更高水平的政治信任、培育良好的政治認同奠定重要基礎。

第三，擴大公民有序政治參與，是新時代強化公民政治認同的必由之路。不同的參與形式會產生不同的效果，只有有序的政治參與才能實現政治穩定和發展。為了擴大公民有序政治參與，政府應持續推進經濟建設，不斷調整收入分配結構，保障經濟發展成果由全民共享，夯實公民參與政治生活的物質基礎；以民主懇談會、聽證會為抓手，多層次、多方面拓寬公民政治參與渠道，豐富政治參與形式和內容，增強公民政治參與的便利性。

第四，維護和促進社會公平正義，營造“自由、平等、公正、法治”的社會環境，是提升公民政治認同不可或缺的重要舉措。正義是政治認同的內核維度，維系社會公平正義是鞏固公民政治認同的重要途徑。各級政府和司法機關應把公平正義的價值追求貫穿于治理活動和司法活動的各領域和全過程，不僅要做好掃黑除惡、平安中國建設等重要工作，還要時刻關注并及時解決人民群眾反映強烈的社會不公正問題，努力達成以社會公正浸潤人心的效果，為強化公民政治認同營造良好的社會氛圍。

本文研究了公民政治信任能否轉化為政治認同、具體轉化為哪些認同、轉化過程受到何種因素影響等問題，在公民政治信任與政治認同的轉化關系上作了有益的探討，同時也存在一些局限和不足之處：一是文章選擇以CSS2019問卷作為數據來源，受限于問卷題項設置情況，側重于關注政治信任本身對政治認同及其轉化過程的影響，而未分析不同類別的政治信任對政治認同的不同影響；二是由于CSS2019問卷中沒有測量非制度化政治參與的題項，所以本文只考察了一般意義上的制度化政治參與和政治信任、政治認同的關系，未對非制度化政治參與對政治信任轉化為政治認同的調節作用進行深入探討；三是在公民政治信任向政治認同轉化的過程中，政府績效僅占有20.35%的中介效應，這說明仍存在其他因素(如政治效能感、生活滿意度等)未被納入當前的研究框架中。今后可以繼續探究能夠在此過程中發揮作用的重要變量，進一步厘清公民政治信任轉化為政治認同的過程機理。