Page 141 - 《社会》2013年第5期

社会· ２０１３ · ５

司法投入）和犯罪之间的关系，因为没有考虑到双向因果问题，模型得
出的居然是两者无关甚至正相关这个明显有悖常理的结论。在其他变
量方面不难发现，是否遭受过不公正的待遇是决定是否参与的重要因
素。这其中的行动个人机制非常明显：不平则鸣。当受到不公正对待
时，因为体制内缺乏有效的交流沟通途径，上访和集会游行等就成为政
治诉求的重要手段。此外，家庭收入而不是个人收入会抑制非制度化
政治参与行为，这也非常容易理解，高收入意味着从现有体制内获益较
多。最后，民族、职业类型、户籍以及对生活的总体满意度等也都和非
制度化行为有关联。比如，汉族相对于少数民族更少倾向参与；和党政
机关相比，企业的人员更容易卷入非制度化政治参与活动；在城市居住
工作的农民工相对于城市户口的居民，也更少参与；和生活总体满意度
较高的人相比，不太满意者显然也更倾向于卷入。这些结论、常识和既
有研究都较吻合。 ２２
（二）工具变量概率比模型（ 犐犞犘狉狅犫犻狋 ）分析结论

在描述 犐犞犘狉狅犫犻狋 估计量之前，先要看几个关键统计量，以确保工
具变量分析结果的可靠性。从表 ２ 发现：第一，工具变量和自变量的相
关是足够强的，这是因为，在 犐犞犘狉狅犫犻狋 的第一阶段回归中，也即在验证
是否较早使用手机和互联网使用之间的关系强度的回归中， 犉 统计量
达到 ６０ ，远远超过了经验标准值 １０ （ 犛狋狅犮犽犪狀犱犢狅 犵 狅 ， ２００５ ）。第二，瓦
尔德内生检验结果显示， 犘狉狅犫犻狋 模型和 犐犞犘狉狅犻狋 模型之间存在系统差
异，表示互联网使用确实是内生的。因为工具变量模型的估计量是一
致的，有必要放弃标准 犘狉狅犫犻狋 模型而采信 犐犞犘狉狅犫犻狋 的结果。
在表 ２ 的工具变量概率比模型中， 犐犞犘狉狅犫犻狋 估计量和 犘狉狅犫犻狋 估计
量显而易见有所不同。除了家庭收入对非制度化政治参与的抑制作用
变大和户籍的作用变小，最重要的差异就是，在 犐犞犘狉狅犫犻狋 的估计量中，
互联网使用对与非制度化政治参与的相关系数为 ０．１５７ ，在 ０．０５ 水平
上显著。而在原来的 犘狉狅犫犻狋 估计量中，这个系数为负（ －０．０１２ ），且不
显著。换句话说，工具变量的分析结果表明，互联网的使用可以扩大非
制度化政治参与。在其他条件相同的情况下，上网的频率每增加 １ 个
单位，参与非制度化政治活动的概率会增加约 ６％ （根据边际效应计算）。

２２．犘狉狅犫犻狋 方程的麦克法登 犚 值为 ０．１８ ，也即模型总体上可以解释因变量近 ２０％ 的变化。
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