盧家銀，中山大學傳播與設計學院副教授。
本文為國家社會科學基金青年項目“社交媒體對當代青年政治參與的影響與引導機制研究”（項目編號為：14CXW032）的階段性成果。
在回顧互聯網對公民政治參與影響的基礎上，本文對中國大陸境內九所高校的大學生進行了問卷調查（N＝1471），系統分析了當前風靡社會的社交媒體對當代青年政治參與的影響。研究結果顯示，與互聯網的負向作用不同，社交媒體不僅推動了青年群體的線上政治參與，而且促進了青年人群的線下政治參與。並且，互聯網規制對青年的線上和線下政治參與具有限制作用。其中，網絡規制雖未能有效減弱社交媒體對青年線上政治參與的促進作用，但是它卻削弱了社交媒體對青年線下政治參與的積極影響。
一
問題的提出
社會公眾、特別是青年人群使用社交媒體和移動設備參與政治活動的頻度日益提高，當下青年群體越來越多地使用社交媒體獲取政治信息、自主製作時政內容和表達政治觀點（Yamamoto, Kushin & Dalisay，2015）。
對於社交媒體的政治影響，國內外現已陸續出現了一系列的論著，分析了社交媒體對政治選舉、社會運動、民主決策和利益表達等問題的不同影響（Campbell &Kwak，2010；Vitak，et al.，2011）。但是，社交媒體對青年政治參與的影響是正面、負面還是差異化混合影響並未得到經驗性分析和驗證（Gil de Zúñiga，et al.，2010；Campbell & Kwak，2010）。特別在中國，由於媒介管理體制的不同，社交媒體對青年政治參與的影響，還有可能受到關鍵字屏蔽、網絡實名制、網絡刪帖等政府網絡規制措施的調節。在這種情況下，微博、微信等社交媒體是促進了青年的政治參與、還是導致青年沉溺於娛樂活動而限制政治參與？為了探討社交媒體的這種影響，本研究對中國大陸四個城市的在校大學生進行了網絡問卷調查，嘗試解析社交媒體對我國青年線上和線下政治參與的影響及其網絡規制在這種影響中的作用。
二
文獻綜述與研究假定
（一）概念界定
政治參與（political participation）是指公民試圖直接或間接影響政府決策和行動的各類活動（Verba, Schlozman & Brady，1995：38）。它“不僅包括行動者本人自發的影響政府決策的活動，而且包括行動者受他人策動而發生的影響政府決策的活動”（亨廷頓，納爾遜，1989/1976：7）。根據是否符合現行法律法規的制度框架，政治參與可分為制度化政治參與和非制度化政治參與。前者是公民在現有的制度範圍內進行的政治參與，而後者是公民“突破現存制度規範的政治參與行為，也是社會正常參與渠道之外發生的活動”（方江山，2000：38）。制度化政治參與的主要形式包括基層選舉、通過人大政協議政參政、信訪、行政訴訟、參加聽證會和諮詢會等。非制度化的政治參與則包括越級上訪、集體罷工、暴力對抗、圍攻基層政府、個人自戕與私人報復等，例如美國的佔領華爾街運動和我國香港的佔中遊行。相較於制度化政治參與，非制度化政治參與對參與者和政治決策者的壓力和衝擊均比較大。
互聯網、特別是新興的社交媒體（在國外主要以Facebook和Twitter為代表，在國內主要以微信、微博和QQ等為代表）已經成為公眾政治參與的全新重要平臺。根據互聯網的特性，網絡時代的政治參與又被分為虛擬的線上政治參與和真實的線下政治參與兩類（Gil de Zúñiga，2012）。線上政治參與主要表現為訪問政府網站、瀏覽時政信息、發佈或轉發時事信息、批評與抗議政府決策、在線投訴或抗議等，線下政治參與則包括出席聽證會、聯繫政府官員、為黨政機構工作、參加遊行集會和參與政治選舉等。
（二）社交媒體與青年政治參與
現有關於社交媒體對青年政治參與影響效果的研究既有樂觀主義的正效果發現，又有懷疑主義的負效果主張，還有燭照兩者的情境決定論。
首先，持正效果論者認為，社交媒體實現了現實世界和虛擬世界的交融，在“真實社會化”和“虛擬社會化”合而為一的過程中，青年群體的政治參與興趣、機會、成本和程度都得到較大提升。
其次，持負效果論者則認為，社交媒體只是映射、或強化了已有政治參與的不平等，他們認為社交媒體等網絡新應用對青年群體的政治參與影響較小、甚至具有削弱政治參與的負向作用。帕特南在研究互聯網的政治影響時就持這樣的批判觀點，他認為互聯網對公民參與具有一種有害的影響，因為這是一種主要用於娛樂的技術（Putnam, 1995）。這種用於娛樂的技術會導致用戶精力的分散，民眾只剩下很少的時間去參與社會和政治活動，例如參加公民團體、看望家人和朋友、參與政治投票等（Kaufhold，Valenzuela & Gil De Zúñiga，2010）。
最後，情境決定論者認為社交媒體對青年政治參與的影響較為複雜。持這種觀點的學者發現互聯網對社會資本和政治參與的影響依個人使用的時間長度和使用動機而異（Shah，Rojas & Cho，2009）。
儘管如此，許多學者仍然堅持認為社交媒體對青年政治參與具有促進作用。馬修·尼斯比特（Matthew Nisbet）和迪特拉姆·舒菲利（Dietram A. Scheufele）（2004）通過全面研究後得出結論：網絡使用和政治參與有正相關關係，它較好地提升了青年的政治參與積極性、並促進社會運動。同樣，學者陳力丹（2015）儘管認為社交媒體使用減弱了公民的政治參與，但是卻承認英國2011年街頭騷亂中的社交媒體的無組織動員，與具體情境、使用者的青年人群的特性有關。他只是認為這種影響效果不能推及所有公民群體。在政治參與方面，青年人群是非常積極活躍的群體，他們通過網絡活動，大膽顛覆傳統文化，不斷建構他們自己的在線文化（Coleman & Rowe，2005：2）。在青年人群中間已經呈現出一種普遍特徵，那就是離線活動的參與也會複製到在線活動裡面，線下政治參與有時甚至和線上政治參與相交融（吳世友，餘慧陽，徐選國，2013）。因此，那些越多參與各種不同社會和政治事務的青年，也會越多地通過網絡在線途徑來加強他們的參與度（DiMaggio，Hargittai，Neuman & Robinson，2001）。基於以上討論，本研究做出研究假設：
假設1：社交媒體使用對青年線上政治參與（H1a）和線下政治參與（H1b）具有正面促進作用。
（三）互聯網規制與青年政治參與
中國對互聯網的管理較嚴，不僅有強大的防火牆和關鍵字過濾，而且有正面報道的要求和訪問境外媒體網站的限制（King，Pan & Roberts，2013）。從2012年以來，媒介管理部門又開始逐步在全國推行網絡實名制，2013年9月，最高人民法院、最高人民檢察院專門出臺了《關於辦理利用信息網絡實施誹謗等刑事案件適用法律若干問題的解釋》，不僅將手機、微博、微信等各類媒介納入媒介管理系統，而且規定同一誹謗信息實際被點擊、瀏覽次數達到5000次以上，或者被轉發次數達到500次以上即可追究刑事責任（最高人民法院，最高人民檢察院，2014）。同時，網絡刪帖現象長期存在，中國大陸對互聯網的管制現已經從內容監管發展為資本屬性監管，已開始把控制點進一步從網絡中心移向邊緣、從網絡服務商和網站移向終端用戶和個人計算機，嘗試以“重新集中化”治理“去中心化”（胡泳，2010）。
這種網絡規制不僅壓制了民眾採取集體行動的意願，而且使網民形成了不同程度的自我審查習慣，青年群體參與線上和線下的時事討論、批評腐敗官員和抗議政府公共決策的頻度和程度都有可能降低。基於此，本研究作出研究假設：
假設2：網絡規制對青年線上政治參與（H2a）和線下政治參與（H2b）具有削弱作用。
自從互聯網崛起以後，網民和政府之間就展開了規制與反規制的技術博弈。國家互聯網信息辦公室從2014年至2015年相繼出臺“微信十條”（即《即時通信工具公眾信息服務發展管理暫行規定》）、“帳號十條”（即《互聯網用戶賬號名稱管理規定》）、“約談十條”（即《互聯網新聞信息服務單位約談工作規定》）等治理新規。這種較為嚴厲的互聯網規制舉措不僅會減弱社交媒體對青年線上政治參與的正向作用，而且也可能會削弱社交媒體對青年線下政治參與的積極影響，限制超越現有體制承受能力和衝擊現行政治體系的非法行為和非理性參與。互聯網規制力度的這種加大，究竟是否會減弱社交媒體對青年線上和線下政治參與的積極影響？本研究試圖對它進行分析。基於這種背景，本研究作出下述研究假設：
假設3：社交媒體使用對青年線上政治參與的作用受網絡規制的調節影響。
假設4：社交媒體使用對青年線下政治參與的影響受網絡規制的調節作用。
三
研究方法
（一）數據收集與樣本狀況
本文運用問卷調查的方法探索了社交媒體使用、互聯網規制和青年政治參與之間的可能性關係。調查對象為中國境內的18-35歲的在校大學生（包括本科、碩士、博士研究生）。本次調查範圍覆蓋了東中西部的四座城市、九所大學，採用的是非概率抽樣的方法，按照地域、城市、學校、學院、專業、年級和班級的層級，在東部地區抽取了北京和上海，在中部抽取的是武漢，在西部抽取的是蘭州。在每所學校抽取三個學院，在每個學院的每個年級各隨機抽取2個班，作為問卷發放對象。從2014年6月20日開始發放問卷，截止7月21日，共成功收回有效問卷1471份。
在調查樣本的1471人中，男性青年佔43.2％，女性青年佔56.7％；年齡分佈範圍在18至35歲之間；在讀大學本科生佔84.9％，在讀研究生及以上學歷者佔15.1％；中共黨員和團員佔93.3％，非黨團員佔6.6％；在媒介使用排序中，微信高居第一（M＝2.86，SD＝2.02），QQ使用排在第二位（M＝3.72，SD＝2.33），大型門戶網站（M＝3.77，SD＝1.79）和微博（M＝3.79，SD＝2.15）分別居於第三和第四位。
（二）變量測量
1. 因變量
本研究基於荷馬·祖尼加（ Homero Gil de Zúñiga）（2012）和約翰·奧茨曼（ Johan Östman）（2012）對政治參與的研究和分類，將因變量分為線上政治參與和線下政治參與。
線上政治參與
據祖尼加（2012）和奧茨曼（2012）對線上政治參與的測量，用12個項目測量線上政治參與。受訪者要在李克特五級量表（1 =從不，5=頻繁）中填寫他們過去一年中參加下列活動的頻率：訪問各級政府官網；訪問公共管理部門網站；訪問有政治內容的網站（即點擊或瀏覽涉及官員、政黨、上訪、律師、警察、城管和維權人士等方面的信息、段子、圖片或視頻）；對上述內容進行回覆與評論；轉發或發表有關上述內容的文章或帖子；參與各類網絡簽名活動；參與網絡調查活動；在網上對政府的某項決策或行為表示抗議；在網上號召或實際抵制某種產品；因某事而在線聯繫某個政府部門；給某個單位領導發電子郵件；與朋友或同學在線討論政治或時事類話題。這12項相加的得分即為青年線上政治參與的賦值（M＝22.12，SD＝8.15，α=.92）。
線下政治參與
本文使用荷馬·祖尼加（ Homero Gil de Zúñiga）、布魯斯·哈迪（BruceHardy）和迪特拉姆·舒菲（Dietram A. Scheufele）的線下政治參與量表，用13個項目測量線下政治參與（Hardy & Scheufele，2005）。受訪者要在李克特五級量表（1 =從不，5=頻繁）中填寫他們過去一年中參加下列活動的頻率：檢索涉及政治或時事問題的信息與書籍；在兩會期間閱讀報紙、觀看電視或上網看相關新聞；與同學或朋友在課堂或講座中討論政治或時事類話題；為某事聯繫某單位領導或某政府部門（包括居委會、村委會、街道辦、鄉鎮或省市縣等政府部門）；在黨政部門或各類協會工作（包括在學校各類學生組織工作）；校內外的簽名活動；合法的集會、遊行活動；中國夢的宣傳活動；抵制某種產品；由於政治、民族或環境因素而有意購買某種產品；向社會組織或公益組織捐款捐物；為非政府組織工作或擔任志願者；用寫信或打電話等方式投訴、反映或是抗議政府某部門的某項決策。這13項相加的得分即為青年線下政治參與的賦值（M＝26.38，SD＝8.61，α=.89）
2. 自變量
鑑於社交媒體是基於互聯網技術的一種網絡新應用，且為了與網絡使用進行對照，本研究的自變量中加入一般互聯網使用，並與社交媒體與網絡規制作為一個變量模塊。
一般的互聯網使用。對一般的互聯網使用，本文依據湯姆·貝克（Tom P.Bakker）和克萊斯·德弗雷斯（Claes de Vreese）的互聯網量表進行測量，主要通過兩個問題以測定其使用時長（Bakker & Vreese，2011）。受訪者要分別在一個李克特十級量表和李克特八級量表中填寫其使用時長：（1）您昨天使用互聯網（不包括微信、微博和QQ使用）多長時間？（2）您上週有多少天使用了互聯網（不包括微信、微博和QQ使用）？這兩個項目的乘積即為一般互聯網使用的時長賦值（M＝44.20，SD＝23.34，α=.67）。
社交媒體。在中國，民眾使用的社交媒體主要為微信、微博和QQ等。本研究使用湯姆·貝克和克萊斯·德弗雷斯的互聯網量表，對微信、微博和QQ分別進行測量，然後將微信、微博、QQ三種媒介使用的取值相加即為社交媒體的變量值（M＝62.47，SD＝47.49）。
微信。對微信的使用測量主要通過兩個問題以測定其使用時長，受訪者要分別在一個李克特十級量表和李克特八級量表中填寫其使用時長：（1）您昨天使用微信多長時間？（2）您上週有多少天使用了微信？這兩個項目的乘積即為微信使用時長（M＝31.37，SD＝25.00，α=.66）。
微博。對微博的使用測量通過兩個問題，受訪者要分別在一個李克特十級量表和李克特八級量表中填寫其使用時長：（1）您昨天使用微博多長時間？（2）您上週有多少天使用了微博？這兩個項目的乘積即為微博使用時長（M＝15.94，SD＝18.67，α=.70）。
QQ。對QQ的使用測量也通過兩個問題，受訪者要分別在一個李克特十級量表和李克特八級量表中填寫其使用時長：（1）您昨天使用QQ多長時間？（2）您上週有多少天使用了QQ？這兩個項目的乘積即為QQ使用時長（M＝29.32，SD＝26.47，α=.70）。
網絡規制。互聯網規制的測量主要是依據受訪者的自我報告，測量受訪者對網絡規制的心理感知，這種心理感知通常可以反映規制的嚴厲程度。本研究主要通過對網絡實名制的法規管控、網絡誹謗入刑的司法管控和網絡刪帖的行政管控三個部分測量互聯網規制（每部分三個項目），受訪者要在李克特五級量表中依次報告其在實行網絡實名制以後、在該司法解釋出臺（規定虛假信息被轉發500次可被判刑）以後和實行網絡刪帖制以後，他的下述行為發生變化的程度（共9個問題）：（1）您在網上發佈或轉發時事信息；（2）您在網上回復或評論政治帖子（或段子）；（3）您在網上抗議政府的某事決策或行為（1-5分別為從明顯增多到明顯減少）。這9個項目相加的得分即為政府網絡規制的賦值（M＝30.45，SD＝5.78，α=.95）。得分愈低說明網絡規制愈寬鬆，得分愈高說明網絡規制愈嚴厲。
3. 控制變量
根據現有政治社會化研究成果的變量設計，且為了防止設定誤差（misspecification errors）的出現，本研究將人口統計學變量模塊和政治前因變量模塊（共8個變量）作為控制變量。人口統計學變量模塊包含年齡、性別、受教育程度、經濟收入四個變量。政治前因（Political antecedents）變量模塊包含政治面貌、政治興趣、政治效能和政治傾向四個變量。
（三）數據分析
本文采用嵌套式迴歸分析（nested regression）。為了防止出現多重共線性問題，在帶入迴歸方程之前，先將社交媒體使用、網絡規制兩個主效應變量進行對中化處理（Cohen, Cohen & West，et al.，2003：261）。在迴歸模型中，首先將控制變量依次代入迴歸模型，然後將自變量代入迴歸模型，最後將交互變量代入迴歸模型。代入之前的貝塔值用於檢驗控制了前一層次變量時的交互效應（Hardy &Scheufele，2005）。
四
研究發現
H1包含兩個子假設，它假設社交媒體使用對青年線上政治參與（H1a）和線下政治參與（H1b）具有正面促進作用。迴歸方程顯示（參看表3），線上政治參與對社交媒體使用的迴歸顯著（p
<.01>與社交媒體的正面影響不同，H2假設網絡規制對青年線上政治參與（H2a）和線下政治參與（H2b）具有削弱作用。迴歸方程顯示（參看表3），線上政治參與對網絡規制的迴歸顯著（p <.05>
和H2a的情況類似，迴歸方程顯示（參看表4），線下政治參與對網絡規制的迴歸顯著（p<.05>
對於網絡規制的調節作用 ，H3假設網絡規制調節了社交媒體使用與青年線上政治參與之間的關係。迴歸方程顯示（參看表3），青年線上政治參與對交互項（網絡規制×社交媒體使用）的迴歸不顯著（p>.05），作用方向為正向（β=.011），假設3遭到拒絕。並且，調節變量模塊對線上政治參與因變量僅增加解釋了0.01％的變量。這說明，互聯網規制的調節效應並不存在。
與H3的情況不同，迴歸方程顯示（參看表4），線下政治參與對交互項（網絡規制×社交媒體使用）的迴歸顯著（p<.01>
另外，在控制變量模塊中，性別變量對線上政治參與（β=.098）和線下政治參與（β=.086）均具有正面影響，且迴歸顯著。這意味著與女性相比，男性青年的線上政治參與度和線下政治參與度都比較高。同時，線上政治參與對政治興趣和政治效能變量的迴歸顯著（p <.001>
五
討論與結論
本文立足國內外社交媒體政治影響的研究框架和成果，對社交媒體對我國青年政治參與的影響進行了驗證和分析，得出瞭如下結論：
首先，社交媒體對青年的線上政治參與和線下政治參與具有促進作用。本研究分析社交媒體對中國青年群體政治參與的影響，最終發現：與一般網絡使用的作用方向不同，社交媒體與青年的線上和線下政治參與是正相關關係。這表明，青年群體使用社交媒體越多，其線上和線下政治參與度就越高。原因之一可能是社交媒體使用者可以自己製作內容、自主表達的便捷性既鼓勵了青年群體，又提供了參與公共決策和政治活動的平臺；原因之二可能在於社會媒體中基於熟人交際網絡所產生的信任和安全感激發了青年參與政治的熱情和效能；原因之三可能是社交媒體之上的多元信息的接觸和傳播在一定程度上喚醒、增強了青年的權利意識和公民意識，隱性和顯性的政治參與行為自然增多。
其次，網絡規制不僅對青年的線上和線下政治參與具有限制作用，而且還削弱了社交媒體對青年線下政治參與的促進作用。這意味著互聯網規制愈嚴厲，青年群體的線上和線下政治參與頻度就愈低，社交媒體對青年線下政治參與的推動作用就愈小。主要原因可能在於：各類規制措施的實行，對青年群體的線下非法參與和參與行為衝突產生了阻遏作用；（2）現行網絡規制舉措增加了青年網民信息獲取和觀點表達的成本，較為有效地減少了廣大青年群體無序參與和失序參與的現象，限制了超越政治經濟發展水平和需要的參與行為；（3）基於規避風險或獲取政治資本的不同訴求，青年群體可能普遍會形成並強化自我審查的習慣，普遍不會參與線上、特別是線下的集體行動（Roberts，2014）。即使參與政治，也多會選擇成本與風險相對較低的線上政治參與，以“圍觀”介入的方式低度參與。
第三，網絡規制對社交媒體的作用有限，它並未減弱社交媒體對青年線上政治參與的影響。這說明，近年來我國所實施的網絡治理舉措雖然對社交媒體具有顯著的規制效用，但並不是束縛和削弱了青年所有的政治參與行為，它只是限制了超越現有體制承受能力和衝擊現行政治體系的線下參與行為。原因可能有三個：（1）社交媒體是用戶自生內容的平臺，儘管有網絡規制，青年用戶仍然有機會圍觀、表達與互動；（2）社交媒體是一種與現實人際交往圈子相交融的網絡平臺，基於對朋友、家人、同儕、趣緣等熟人社交網絡的信任，青年群體仍然樂於分享和敢於表達；（3）網絡規制力度的加大，雖然對青年群體的網絡參與行為有一定的抑制作用，但實際上只是限制了超越政治經濟發展水平和需要的參與行為，導致用戶的表達趨於理性和成熟，青年人群逐步在法律範圍之內傳播信息、表達利益訴求。
第四，性別、政治興趣和政治效能等人口社會統計學因素對青年群體的線上和線下政治參與均有一定影響。其中，相較於女性青年而言，男性青年群體的線上和線下政治參與度也較高。
此外，本文仍然有一些不足。其一，對中西民主進程和意識形態差異化因素觀照不夠；其二，抽樣的城市覆蓋率並不高；並且，對調查對象即社會青年群體未能予以全面覆蓋。其三，本文在調查問卷中未設計相應的項目以測量受訪者的專業背景，在一定程度上限制了後期的數據分析。其四，在分析社交媒體對政治參與的影響時，本文未對微信、微博和QQ的影響進行對比分析，尤其是忽視了“學校”變量，一定程度上束縛了文章對不同院校學生群體之間可能存在差異的探究。
本文系簡寫版，參考文獻從略，原文刊載於《國際新聞界》2018年第8期。
本期執編 / 王鈺璇
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