Page 144 - 《社会》2013年第5期

互联网使用是否扩大非制度化政治参与

呈现出相反的方向，也即这个遗漏变量和 犡 正相关，但和 犢 负相关（或
者相反）。而这种遗漏变量，必然会导致一般的 犗犔犛 或者 犘狉狅犫犻狋 估计
量偏低。例如，参与群体性事件后，一方面，行动者自身的怨愤和不满
得到一定程度的发泄，另一方面，决策部门可能会因为社会和舆论的压
力而做出政策上的调整，这会使激发新的群体性事件的社会矛盾得到缓
解，从而在一段时期内相应减少可能引发的网络发帖、跟帖、围观和搜求
相关信息、网络联系他人等行为，“孙志刚事件”后深圳关于户籍政策的
调整，“乌坎事件”、“什邡事件”和“启东事件”后地方政府对公共决策的反
思等都是现实的案例。实际上，这种抑制性双向因果关系并不罕见，诸
如犯罪率与警察数量之间、政府干预与就业弹性之间均是如此。 ２４

基于“抑制性双向因果”的解释具有重要的现实意义。互联网的日
常使用和非制度化政治参与之间的特殊关系，有助于重新审视非制度
化政治参与对于政治体制改革的意义，即，非制度化政治参与行为不总
是洪水猛兽，在一定限度内的政治参与本身是国家治理结构和状态的
自我调整，也是对社会动荡的预警。只有拓展利益诉求的渠道，把非制
度化政治参与纳入到制度化框架下，才能更好地消除引发非制度化政
治参与的社会矛盾。这恰如赵鼎新（ ２００５ ）所提出的，“一个国家内社会
运动的发展规律以及发生颠覆性革命活动的可能性，从根本上取决于
这个国家将一般社会运动体制化的能力”。
当然，考虑到 犐犞犘狉狅犫犻狋 估计量比 犘狉狅犫犻狋 估计量大很多，除了“抑制
性双向因果”之外，可能还有“局部干预效应”（ 犔犃犜犈 ）的存在。 ２５ 比如，
由于性格差异，不同的人对内心嗜好的敏感度也可能不一样，“冲动型”
的人往往会更加容易屈从或跟随内心的偏好，在同样对 犐犆犜 产品的偏
好水平下，比“冷静型”的人会更有响应和更可能使用互联网。在这种
情况下， 犐犞犘狉狅犫犻狋 估计量所体现的就不是基于样本的平均效应，而是一

２４． 简言之，警力越多，犯罪率越低。但犯罪率下降后，为减少开支，警力配备又会下降。因
此，总体上犯罪正向影响警力，而警力负向影响犯罪，形成本文所谓的“抑制性双向因果”。感
兴趣的读者，既可以参考伍德里奇（ 犠狅狅犾犱狉犻犱 犵 犲 ， ２００６ ）经典教科书中的案例，也可以参阅最新
使用工具变量来解决这类经典双向因果问题的研究。其中关于警力（司法投入）和犯罪的工具
变量研究，可参阅 犔犲狏犻狋狋 （ ２００２ ）、 犆狅狉犿犪狀 和 犕狅犮犪狀 （ ２０００ ）、 犇犻犜犲犾犾犪 和 犛犮犺犪狉 犵 狉狅犱狊犽 狔 （ ２００４ ）、 犇狉犪犮犪
等（ ２０１１ ）和陈硕（ ２０１２ ）；关于就业和政府关系的研究，参阅陆铭和欧海军（ ２０１１ ）。
２５． 注意，在 犔犃犜犈 框架下诠释工具变量估计值需要一个前提，即互联网使用和较早使用手
机的关系是单调的。

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