Page 134 - 《社会》2013年第5期

互联网使用是否扩大非制度化政治参与

犈２６． 您是否通过签名、口头声援等方式对这些活动或行
动表示过道义上的支持？（备选答案为“是”和“否”）
利用被访者对以上一系列问题的回答，笔者建立起一个二分变量。
凡是担任过这类活动的组织者、普通参与者、支持者，或有过用其他形
式参与或参加过酝酿过程、提供物质支持，以及声援和道义支持过这类
活动的被访者，都被认为是曾经参加过非制度化政治参与，也即 狔 犻＝
狔 犻＝０ 。在 ４８８８ 个有效样本中，有 １９９ 人曾经有过非制度
１ ，其他的，
化政治参与的行为，占总数的 ４％ （见表 １ ）。直观上，参加这类行为的
人和未曾参与的人，主要在不公正遭遇、民族和生活满意度等方面存在
较大差异。
（三）自变量：互联网的日常使用
本研究的主解释变量就是城镇居民对互联网的使用。
在 犆犌犛犛２００６ 问卷中，相关的问题如下：
犈３８． 您在闲暇时间，从事下列活动的频率是怎样的？
其中，和互联网有关的活动有“浏览网页”和“上网聊天、打游戏”，
频率分为“差不多每天”、“一周几次”、“一周一次”、“一月几次”、“一月
一次”、“一年几次”和“从不”七个等次。在数据预处理中，笔者把这七
个等次按照频繁程度由小到大分别用 ０－６ 来表示上网的频率得分，并
把“浏览网页”和“上网聊天、打游戏”的各自得分相加，得出被访者在使
用互联网方面的在 ０－１２ 之间的基本得分。 １４ 显然，这个代表上网频率
的连续变量的数值越高，则表示被访者越频繁地使用互联网来获取信
息和交流。 １５ 考虑到“上网聊天、打游戏”一项包含了较多娱乐性的目
的，因此在稳健性测试中本文还单独使用了“浏览网页”的得分作为自
变量，以防止对互联网使用的概念的操作化存在不当。从表 １ 可见，有
过非制度化政治参与经历的人，其互联网使用的得分平均值为 ２．２５ ，
未参与者为 ２．２６ ，似乎没有什么明显差异。
（四）控制变量：人口学、经济社会和心理行为特征
同时影响到互联网使用和非制度化组织参与行为的因素较多，必

１４． 此外，笔者也尝试了因子分析方法，对这两个问题答案通过方差最大旋转抽取了一个因
子，结论和本文中直接相加的方法相差无几。
１５． 根据李亚妤（ ２０１１ ），互联网使用的频率和使用时间之间有着紧密的相关。

· １ ２ ７ ·