我國居民文化參與的影響因素
——基于社會學新制度主義視角

吳延明,雷莎莎,楊 潔

(1.湖南師范大學 公共管理學院,湖南 長沙 410081;2. 湖北科技學院,湖北 咸寧 437100;3. 泰國博仁大學;4.中共中央黨校(國家行政學院) 研究生院,北京 100091)

黨的二十大報告指出,發展社會主義先進文化,弘揚革命文化,傳承中華優秀傳統文化,滿足人民日益增長的精神文化需求[1]。促進居民文化參與不僅是滿足人民精神文化需求的題中之意,也是發展社會主義先進文化的一項重要內容。文化參與是提高公民整體素質、塑造公共價值觀和社會凝聚力的認識和實踐活動[2]。文化參與不僅是居民的一項重要權利,也是推進社會主義文化強國建設的重要舉措。居民的文化參與在滿足居民不斷增長的精神文化需求的同時,還能增強居民的歸屬感、認同感,對居民思想價值觀念的塑造、增強社會凝聚力具有重要的作用。居民的文化參與不僅能促進文化產業發展、繁榮文化事業,也是國家治理能力和水平的重要體現。然而,現有的研究發現,居民的文化參與在總體上參與不足[3],“參與難”[4]和“弱參與”[5]等問題凸顯。如何增強居民的文化參與成為當前文化建設亟待破解的難題,為社會各界所廣泛關注。本文試圖從社會學新制度主義視角出發,探討影響居民文化參與的因素,為促進居民的文化參與提供對策和建議。

一、文獻回顧

學界圍繞著居民的文化參與展開了廣泛的討論。一些學者認為,個體特征是影響居民文化參與的主要因素。陳庚等提出,農村居民公共文化參與低的原因是其對公共文化參與重要性認知不足[6]。陳旭峰研究發現,經濟地位、社會地位和文化地位對文化參與的影響在上樓農民和居村農民身上有著不同的表現[7]。魏勇在研究中也發現,生活水平和參與體驗能顯著提升居民的各項公共文化服務參與水平,其中教育程度對參與行為的促進作用最大[2]。陳波等認為農村居民的文化參與存在效用與精力的雙重機會損失,這種機會損失的存在一定程度上抑制了農村居民參與公益性文化活動的熱情[8]。熊婉彤等研究發現,公共服務動機是居民文化參與的內生驅動因素[9]。王小章等認為居民與社區的利益關聯和情感認同是制約其參與意愿的兩大因素[10]。蘇林森等提出,收入、消費主義和社會交往對文化消費均具有直接促進作用,且收入通過消費主義和社會交往可間接促進文化消費[11]。

另一部分學者認為居民參與不足的原因是制度缺陷[12]。顏玉凡等提出,社區公共文化參與制度文本的多重缺失以及在制度實踐中的執行不力,使得社區居民對文化活動的弱參與在制度上被進一步固化[13]。馮敏良提出只有加強社區與民眾之間的利益關聯才能真正激活居民社區文化的內在驅動力[14]。楊春娟等認為政府公共文化供給針對性不強,導致農民文化參與的主體意識不強,熱情不高[15]。游祥斌等提出,防止無效公共文化服務過度供給和農民急需的公共文化服務產品供給不足,應當按照農民的需求來供給農村公共文化服務產品[16]。

與個體特征和制度因素不同,還有部分學者認為影響居民文化參與的是社會環境。陳波等的研究發現,農村居民文化參與同農村文化空間息息相關[17]。姚華平等提出,農民工社區文化參與狀況與他們的交往方式密切相關[18]。李少惠等研究發現,農村公共文化服務弱參與形式邏輯依據不同場域而有所差異[19]。于偉等提出,周邊群體和社區文化導向對居民參與社區圖書館有顯著的影響[20]。侯志陽等研究發現,月平均休息天數、企業、社區和共青團組織的文化活動供給程度是影響他們文化參與頻度的重要因素[21]。陳波等研究提出,公共文化空間的文化氛圍對居民的文化參與有顯著影響,文化氛圍好的公共文化空間能夠吸引更多居民前往[22]。

學界圍繞居民文化參與展開了廣泛的探討,但仍有可拓展的空間。在研究對象上,當前對居民文化參與的探討主要集中在農村居民和進城務工人員。在研究視角上,雖然有不少學者關注到了正式制度對居民文化參與的影響,但包括文化在內的非正式制度對文化參與的影響還較少被學界所關注到。本研究從社會學新制度主義視角出發,從制度和文化兩個方面著手,探討公共服務、道德認同與社會信任對居民文化參與的影響。

二、理論與假設

社會學新制度主義認為行動者的行動、利益和偏好都是嵌入在既有的社會制度之中,是由制度所塑造的,行動者的選擇會受到正式制度和非正式制度的制約,尤其是社會認知結構、社會規范等非正式制度[23,24]。制度賦予人們身份,它在生活實踐中以其凝固性和穩定性給予人們基本范疇上的共識,進而不斷強化人們對某些領域和規則的記憶,制約人們的思維方式和行為習慣[25](P63)。居民的文化參與行動嵌入在既有的社會制度之中,受到制度因素的影響。居民在文化參與的過程中對制度有著直接的感受,這個感受反映在對制度的滿意程度以及文化參與的持續性上。居民公共服務滿意度是對公共服務制度體系的反饋,反映了居民對公共服務制度設計和公共文化服務供給機制的滿意程度。居民持續的文化參與建立在體驗感和獲得感上,而且隨著經濟社會的發展,居民越來越重視文化參與的體驗感和獲得感。已有的研究也發現,公共文化服務的供給質量及其帶來的體驗感知對個體文化參與行為的穩定性具有顯著影響[2,26]。居民參與公共文化的途徑越多、獲得公共服務的層次越豐富、需求越得到滿足,對公共服務的滿意程度就越高,也就越愿意持續進行文化參與。基于此,本文提出如下假設:

假設1:公共服務滿意度越高,居民的文化參與越多。

社會學新制度主義認為同人類行動者的意義框架有關的符號、認知、道德模式等因素,都可以理解為制度,甚至認為文化本身也是制度[27]。制度為人們的闡釋和行動提供了道德性或認知性模板,個體因而被視為一種深深嵌入制度中的實體[28]。道德認同和社會信任作為文化要素塑造了人們的認知,內化了人們的偏好和行為選擇,為人們的行動提供了模式。人們通過文化參與來滿足自身的精神文化需求,獲得情感歸屬和身份認同。在文化參與中,人們往往更愿意去接觸符合自己期望的事物,往往也更加愿意和自己熟悉的或者思想道德觀念相近的人交往,所以道德認同和社會信任越高的居民更加愿意進行文化參與。因此,本文提出如下假設:

假設2:道德認同越高,居民的文化參與越多。

假設3:社會信任越高,居民的文化參與越多。

三、研究設計

(一)數據來源

本研究數據來源于中國綜合社會調查(CGSS),該調查是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查項目。2015年CGSS調查在村、居層面,采用目前國內大型社會、經濟調查所普遍公認的基于地圖地址的抽樣方法,對全國478個社區進行了繪圖和核圖抽樣工作。2015年項目調查覆蓋全國28個省/市/自治區的478村居,共完成有效問卷10 968份。

(二)變量操作

1.因變量

本研究的因變量是文化參與。本文根據魏勇的研究將文化參與分為閱讀參與、視聽參與和活動參與三個維度[2]。問卷中通過詢問被調查對象空閑時間從事讀書/報紙/雜志的頻次來測量閱讀參與。對于視聽參與的測量,問卷中詢問過去一年,在空閑時間“看電視或者看碟”“出去看電影”“在家聽音樂”“上網”的頻次?；顒訁⑴c采用“參加文化活動,比如聽音樂會,看演出和展覽”“參加體育鍛煉”“現場觀看體育比賽”“做手工(比如刺繡、木工)”等4觀測指標來測量。各個因變量均為李克特5級量表,從“每天”到“從不”,分別賦值為1-5分,為了方便理解,對其進行反向取值,得分越高表明參與頻次越高。同時將上述文化參與三個維度的9個題項進行累加得到總體文化參與指標。

2.自變量

公共服務滿意度是本研究的第一個自變量。對公共服務滿意度的測量,問卷中通過詢問被調查對象“您對我國目前公共服務總體上在各個方面的滿意程度如何?”,主要包括“公共服務資源的充足程度”“公共服務資源分布的均衡程度”“獲取公共服務的便利程度”以及“公共服務的普惠性程度”4個方面。答案選項從非常不滿意到非常滿意共5個選項,賦值分別為1-5,得分越高,公共服務滿意度在相應維度上越高。對上述4個題項進行累加得到公共服務滿意度指標,最小值為4,最大值為20,均值為11.87,Cronbach's α系數為0.89,具有較高的內在一致性。

道德認同是本研究的第二個自變量。問卷中詢問被調查對象“如果別人有以下行為,您的反應/看法是怎樣的呢?”,題項主要包括“在公眾/共場合大聲喧嘩”“吸煙者在非吸煙者前面或附近吸煙”“隨地吐痰”“隨手扔垃圾”等10個方面,選項從“不反感”到“很反感”分別賦值1到5,得分越高在相應維度上的道德認同越強。將這10個選項進行累加得到道德認同指數,最小值為10,最大值為50,均值為42.98,Cronbach's α系數為0.91,具有較好的內在一致性。

本研究的第三個自變量是社會信任。對于社會信任的測量,在問卷中詢問“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中,您覺得下列人士中可以信任的人多不多呢?”,題項主要包括“(近)鄰居”“同村的同姓人士”“親戚”“同事”“老同學”“陌生人”等13個方面。選項從“絕大多數不可信”到“絕大多數可信”共5個,賦值分別為1-5,得分越高在相應維度上的信任越強。對13個題項進行加總得到社會信任指標,最小值為13,最大值為65,均值為38.05,Cronbach's α系數為0.90,具有較好的內在一致性。

3.控制變量

性別、年齡、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平以及語言能力是本研究的控制變量。性別以女性為參照處理成虛擬變量,男性=1,女性=0。年齡為連續變量。受教育程度轉換為受教育年限,為連續變量。收入為連續變量,取對數處理。政治面貌為分類變量,處理成虛擬變量,黨員=1,非黨員=0。健康水平指的是對目前身體健康狀況的評價,為連續變量。語言能力是指說普通話和聽普通話的能力,為連續變量。表1為各個變量的描述性統計。

(三)分析模型

本研究主要探討的是公共服務、道德認同以及社會信任對居民文化參與的影響。因變量文化參與為連續型變量,故采用多元回歸統計方法進行分析,具體模型如下:

Y=β1public service +β2social trust+β3moral identity+β4controls

在上述模型中,Y表示文化參與,public service表示公共服務,是social trust 表示社會信任,moral identity表示道德認同,controls表示控制變量,β表示各個變量的系數。

四、實證分析

(一)總體文化參與的影響因素分析

表2為公共服務、道德認同、社會信任與總體文化參與的回歸結果。模型1表明,與女性相比,男性居民的總體文化參與更低(p<0.001)。隨著年齡的增加,居民的總體文化參與也會隨著降低(p<0.001)。居民的受教育程度越高,其總體文化參與也更多(p<0.001)。收入對居民總體文化參與具有顯著的促進作用(p<0.001)。與非黨員的居民相比,政治面貌為黨員的居民總體文化參與更高(p<0.001)。健康水平(p<0.001)和語言能力(p<0.001)均會顯著促進居民的總體文化參與。模型1還表明,公共服務對居民的總體文化參與具有顯著的影響(p<0.001),在控制了其他變量的情況下,公共服務滿意度每提高1個單位,居民的總體文化參與提高0.045個單位,假設1得到支持。模型2表明,道德認同對居民總體文化參與具有顯著的正向影響(p<0.001),道德認同每提高1個單位,居民的總體文化參與提高0.046個單位,假設2得到支持。模型3顯示,在控制了其他變量的情況下,社會信任每提高1個單位,居民的總體文化參與提高0.033個單位(p<0.001),假設3得到驗證。模型4將控制變量、公共服務、道德認同以及社會信任同時納入模型,結果同樣顯示,公共服務、道德認同和社會信任對總體文化參與具有顯著的影響。本部分對總體文化參與進行了分析,后文將對文化參與的各個維度進行進一步討論。

表2 公共服務、道德認同、社會信任與總體文化參與的回歸結果

(二)閱讀參與的影響因素分析

表3為公共服務、道德認同、社會信任與閱讀參與的回歸結果。模型1顯示,性別、年齡、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平以及語言能力對閱讀參與具有顯著的影響。具體來看,男性的閱讀參與比女性更高(p<0.01)。年齡對居民的閱讀參與具有正向影響(p<0.001),年齡越大,居民的閱讀參與越多。受教育程度對我國居民的閱讀參與具有顯著的促進作用(p<0.001),受教育程度每提高1年,我國居民的閱讀參與提高0.133個單位。收入能夠正向預測居民的閱讀參與(p<0.001),收入越高,閱讀參與也越高。與非黨員相比,政治面貌為黨員的居民閱讀參與更高(p<0.001)。居民的健康水平對其閱讀參與具有顯著的促進作用(p<0.001)。語言能力對居民的閱讀參與具有顯著的促進作用(p<0.001),語言能力每提高1個單位,閱讀參與提高0.069個單位。

表3 公共服務、道德認同、社會信任與閱讀參與的回歸結果

模型1還顯示,在控制了其他變量的情況下,公共服務對居民的閱讀參與具有顯著的正向影響(p<0.001),居民對公共服務滿意度每提高1個單位,其閱讀參與提高0.015個單位。模型2為控制變量與道德認同對閱讀參與的回歸模型。結果顯示,在控制了其他變量的情況下,道德認同對居民的閱讀參與具有顯著的正向影響(p<0.001),道德認同每提高1個單位,居民的閱讀參與提高0.013個單位。模型3表明,在控制了其他變量的情況下,社會信任對居民的文化參與具有顯著的促進作用(p<0.001),社會信任每提高1個單位,居民的閱讀參與提高0.007個單位。模型4將控制變量、公共服務、道德認同和社會信任同時納入模型,結果表明,公共服務、道德認同和社會信任對居民的閱讀參與均具有顯著的促進作用。

(三)視聽參與的影響因素分析

表4為公共服務、道德認同、社會信任與視聽參與的回歸結果。模型1為控制變量和公共服務對居民視聽參與的回歸模型。結果表明,性別、年齡、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平以及語言能力對居民的視聽參與均具有顯著的影響。與女性相比,男性的視聽參與低0.377個單位(p<0.001)。居民的視聽參與會隨著年齡的增加而減少(p<0.001)。受教育程度對居民的視聽參與具有顯著的正向影響(p<0.001),受教育程度每增加1年,視聽參與提高0.241個單位。收入能顯著促進居民的視聽參與(p<0.001)與政治面貌為非黨員的居民相比,黨員的視聽參與更多(p<0.001)。健康水平能正向預測居民的視聽參與(p<0.001),健康水平每提高1個單位,居民的視聽參與增加0.136個單位。語言能力對居民的視聽參與具有顯著的促進作用(p<0.001),語言能力越強,居民的視聽參與越高。公共服務對居民的視聽參與具有顯著的正向影響(p<0.05),居民的公共服務滿意度每提高1個水平,其視聽參與提高0.016個單位。

表4 公共服務、道德認同、社會信任與視聽參與的回歸結果

模型2顯示,道德認同對居民的視聽參與具有顯著的促進作用(p<0.001),居民的道德認同越高,其視聽參與越多。模型3表明,社會信任能正向預測居民的視聽參與(p<0.001)。在控制了其他變量的情況下,社會信任每提高1個單位,居民的視聽參與提高0.013個單位。模型4將控制變量、公共服務、道德認同和社會信任同時納入模型,結果表明,公共服務對居民的視聽參與沒有顯著的影響,而道德認同和社會信任對居民的視聽參與仍具有顯著的正向影響。

(四)活動參與的影響因素分析

表5為公共服務、道德認同、社會信任與活動參與的回歸模型。模型1顯示性別、年齡、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平和語言能力均對活動參與具有顯著的影響。具體來看,男性的活動參與比女性更低(p<0.001)。隨著年齡的增加,居民的活動參與也相應增加(p<0.01)。受教育程度對居民的活動參與具有顯著的促進作用(p<0.001),受教育程度越高,居民的活動參與越多。收入的增加能促進居民的活動參與(p<0.001)。與非黨員相比,政治面貌為黨員的居民活動參與更高(p<0.001)。健康水平能正向預測居民的活動參與(p<0.001),健康水平越高,居民的活動參與越多。語言能力對居民的活動參與具有顯著的促進作用(p<0.001)。公共服務對居民的活動參與具有顯著的正向影響(p<0.001),公共服務滿意度每提高1個單位,居民的活動參與提高0.022個單位。

表5 公共服務、道德認同、社會信任與活動參與的回歸結果

模型2顯示,道德認同對居民的活動參與沒有顯著影響。模型3表明,社會信任對居民的活動參與具有顯著的正向影響(p<0.001),在控制了其他變量的情況下,社會信任每增加1個單位,居民的活動參與提高0.023個單位。模型4同時將控制變量、公共服務、道德認同和社會信任納入到回歸模型中,結果表明,公共服務和社會信任對居民的活動參與均具有正向影響。

五、結論與建議

居民的文化參與對提高全社會文明程度,滿足人們精神文化需求具有重要的作用。面對當前居民文化參與不足的情況,本研究基于社會學新制度主義視角,利用CGSS2015調查數據建立多元回歸模型探討了公共服務、道德認同和社會信任對居民文化參與的影響。結果表明,居民的文化參與受到制度因素的影響。公共服務、道德認同和社會信任對居民的文化參與具有較好的解釋力。具體來看,公共服務、道德認同和社會信任對居民的閱讀參與均具有顯著的促進作用。公共服務、道德認同以及社會信任能顯著提高居民的視聽參與。公共服務以及社會信任能正向預測居民的活動參與。

基于以上發現,本研究提出以下幾個建議:

一是個體層面。研究表明,受教育程度、收入、健康水平以及語言能力等對居民的文化參與具有顯著的影響。受教育程度越高,居民的精神文化需求的種類越多、層次越豐富、內容越專業,文化參與越高。大力發展教育,提高全社會教育水平,發揮教育在文化發展中的作用。提高居民的可支配收入,支持和鼓勵居民文化消費,拓展文化市場,促進文化產業發展,為參與多樣化的文化活動提供可能。全面實施健康中國戰略,提高居民健康水平,增強居民參與多樣化文化的能力。加快推進普通話普及,提高居民的溝通交流能力,減少文化參與過程中的阻礙,提高文化參與能力。同時要不斷提高居民對文化參與重要性的認識。

二是公共服務建設方面。要不斷完善公共服務制度體系建設,健全公共服務體制機制。加強法律建設,不斷完善相關法律法規,保障居民文化參與權利。完善公共服務基礎設施建設,讓更多居民更加便捷、有效獲取公共服務。健全現代公共文化服務體系,不斷完善公共文化服務供給機制,加快發展文化產業,繁榮文化事業,不斷滿足居民多元化、多層次的文化需求。要不斷促進公共服務均衡化發展,積極推進城鄉基本公共服務均等化。引導和鼓勵居民積極參與公共文化建設,拓展居民公共文化參與渠道,建立公共服務反饋機制,營造社區文化參與氛圍,加強國家科普能力建設,積極開展豐富多彩的文化活動,深化全民閱讀活動。

三是文化建設方面。不斷提高全社會文明程度,加快實施公民道德建設工程,加強居民道德建設,增強道德認同,提高全社會道德水平。加強精神文明建設,將德治與法制有機結合。加強社會主義核心價值觀宣傳,發揮社會主義核心價值觀的引領作用,凝聚社會共識。社區要積極開展精神文化創建活動,鼓勵居民積極參與社區活動,形成講文明、樹新風的良好氛圍。同時要發揮榜樣人物的引領作用。社會信任有助于減少人際交往的成本,進而促進居民的公共文化參與。要弘揚誠信文化,健全誠信建設長效機制。不斷加強社會信用體系建設,加強誠信教育,營造誠信氛圍,提高全社會的信任水平。