角色观念与军控合作——基于国家角色观念理论对中国参与国际军控合作的再审视

田马爽

（北京大学 国际关系学院，北京 100871）

角色观念与军控合作
——基于国家角色观念理论对中国参与国际军控合作的再审视

田马爽

（北京大学 国际关系学院，北京 100871）

以冷战期间三个不同时期（1972—1977年、1978—1983年、1984—1988年）作为案例，研究分析国家角色观念与中国参与国际军控合作之间的相关关系。研究发现，决策者对于“发展者”、“合作伙伴/开放者”、“反帝国主义/修正主义/霸权主义者”角色的认识变化与中国参与国际军控合作具有十分紧密的联系，而“无产阶级/社会主义国家”的角色认知与中国参与军控合作的相关性较弱。进一步地研究发现，当军控议题涉及中国的核心安全利益时，国家角色观念能够对中国的参与程度施加显著影响；而当军控议题不涉及中国核心安全利益时，国家角色观念的影响非常小。与此同时，国家角色观念具有稳定性的命题是不可靠的。

中国；外交决策；国家角色观念；国际军控合作

国家角色观念源于社会学中的角色观念。社会心理学认为，每一个社会成员均有一定的角色，这种角色有两种来源：成员本身与社会其他个体。这两种来源构成了成员的角色规范（norms），而角色规范又是角色行为（rolebehaviour）的根基。不同的角色规范对于角色行为存在着不同的指导作用。首先将角色引入国际关系领域的学者是K.J.Holsti，他将国家角色观念定义为决策者对于适合本国的决策、义务、规则和行为的认识，以及本国在国际体系中发挥持续作用的基础。Holsti还进一步探讨了国家角色观念的分类和来源。在Holsti之后，Walker从华尔兹的国际政治理论出发，探讨了角色理论在国际体系中的作用，以及对外政策言辞和行为之间的关系。Hermann等人则将国家角色观念理论运用到了非洲区域分析中。张清敏将国家角色观念理论引入中国的外交政策分析中，提出“发展者”的国家角色是当代中国衡量外交政策优劣的标准之一[1]。陈曦、李宁豫等人则发现，中国的国家角色观念具有一定的稳定性，而这种稳定性导致了对外政策的连续性。与这种稳定性和连续性不同的是，本文主要探讨中国国家角色观念的变化性，以及这种变化如何影响中国参与国际军控合作情况的变化。

一、角色观念及分析模型

本文研究的核心问题是“中国核心决策层的国家角色观念是否影响中国参与国际军控合作”，由此可以提出的基本理论假设是，中国核心决策层的国家角色观念影响中国的参与国际军控合作。本文研究的时间跨度为1972年至1988年，自变量是“中国核心决策层的国家角色观念”，因变量是“中国参与国际军控合作”。为此，我们需要定义“中国核心决策层的内涵”。从1972年至“文革”末期，中国的核心决策者为毛泽东、周恩来，“四人帮”集团因较少涉及外交事务，在此不将其纳入研究范围。在经历一个短暂的过渡期后，自1978年至1988年，邓小平成为中国的领导核心。因此，本文的国家角色观念研究范围即毛泽东、周恩来自1972年至1976年的国家角色观念，以及邓小平自“文革”结束后至冷战末期（1977—1988年）的国家角色观念。需要指出的是，这种时间限定是为了更准确地分析角色观念与军控合作之间的关系。

（一）角色观念的分类

根据Chafetz和Holsti的分类，角色观念可以被分成13类。然而，这种分类不太适合中国国情，如其中未将“反对霸权主义/修正主义”准确包括在内等。因此，本文一方面参照Chafetz等人和Holsti的分类，另一方面减少角色类型的数量，增大典型性和代表性，将中国国家角色观念分为以下几类：发展者、反对帝国主义/修正主义/霸权主义者（简称“反帝反修反霸”）、革命/社会主义/共产主义运动者、第三世界国家、独立自主/不干涉、合作伙伴/开放者、世界和平的维护者（如表 1所示）。

（二）分析变量的提取

领导人通常同时持有多种国家角色观念。在一个时期里，领导人可能持有较多的A观念和B观念，持有的C观念、D观念、E观念较少；而在另一时期，领导人可能持有E观念较多，其他观念较少。本文研究问题的实质就在于探讨领导人持有的不同国家角色观念比重（组合）的变化对于中国军控合作的影响。计算这种国家角色观念比重（组合），需要考察领导人的讲话，以及这些讲话中体现了什么样的国家角色观念。计算各种角色观念出现的频数，分别除以这个时期（1年）内体现国家角色的总讲话数量，即得出各类角色观念出现的频率（见表2）。这些频率即是领导人在本年度内持有的不同国家角色观念的比重（组合）。统计来源为《毛泽东外交文选》、《人民日报》、《毛泽东传》、《周恩来选集》、《邓小平文选》。采用角色观念出现的频率而非绝对次数作为自变量衡量标准的原因是：每年考察的讲话总量不一定相同，特定角色观念在不同年份出现的次数差异有可能是由总量差异而非领导人内心角色观念变化带来的；而采用比重/频率而非绝对次数作为衡量标准可以避免这种问题。

对于因变量“中国参与国际军控合作”，本文采用“中国在联合国军控会议的投票情况”作为衡量指标。考察的时间跨度同样也是1972年至1988年。“投票情况”分为以下几类：缺席、出席、（如出席）弃权、（如出席）反对、（如出席）支持。在这里，议题的类型是自变量的干扰变量，本文将议题类型分为“核不扩散与核裁军”、“大规模杀伤性武器（核议题+生化武器议题）”、“常规武器与常规事项”。当然，对于投票情况的衡量同样采取计算比重的方法，原因同自变量（具体统计值见表3）①。投票的统计来源为SIPRI yearbook、United Nations disarmament yearbook。

表 1 角色观念类型和示例

表2 1972年至198 8年中国决策层的国家角色观念频率表

（三）模型与方法

将国家角色观念理论运用到军控领域分析的研究成果迄今为止仅有一个：Chafetz、Abramson与Grillot对白俄罗斯和乌克兰加入核不扩散机制的研究。他们通过计量研究发现，国家是否加入核不扩散机制与国家角色观念之间存在显著的联系。然而，这个研究具有显著的缺陷和不足。如引言部分所述，Chafetz等人运用单因素方差分析（One-way ANOVA），对乌克兰加入“不扩散核武器条约”（NPT）前后的国家角色观念是否具有显著变化进行检验。检验结果表明，乌克兰国家角色观念存在显著变化，于是得出结论，认为国家角色观念与乌克兰加入NPT存在显著关系。但事实上，这篇文章仅仅证明了乌克兰国家角色观念存在变化，却仍旧没有证明角色观念与乌克兰加入NPT的行为之间存在何种关联。

为了避免这种谬误的产生，本文仅仅在考察中国领导人国家角色观念是否具有稳定性时采用单因素方差分析；在分析角色观念与军控合作之间的关系时，则采用二元相关性分析，考察决策者国家角色观念与军控参与之间的相关性。由于部分样本数据不满足正态分布假设，且自变量与因变量不一定为线性相关，本文采用Kendall's tau-b与Spearman相关系数（而非Pearson积差相关系数）进行计算。

表3 1972年至198 8年中国参与联合国军控合作出席比重及投票情况比重

二、中国决策者国家角色观念的变化分析

图1为1972年至1988年中国决策层的国家角色观念变化示意图。图1显示，在中国决策者的各类国家角色观念中，发展者、合作/开放者角色呈大体上升态势，而反帝、反修、反霸的角色随着时间推移逐渐下降，至20世纪80年代末已经不到10%。从这种直观的方式可以看出，领导人某些国家角色观念是不稳定的。然而，这种不稳定性还需要通过进一步的考察进行证实。

图 1 中国决策者国家角色观念变化情况示意图

首先，根据三个案例的时间，把1972年至1988年分成三个阶段：阶段一（1972—1976年）、阶段二（1977—1983年）、阶段三（1984—1988年）。然后，以这三个阶段为诱导因素，进行方差分析（见表4）：

上表中“发展者”、“反帝反修反霸”、“第三世界国家”、“合作开放”角色观念的方差分析显著性均小于0.01，意味着在从阶段一至阶段三的过程中，这些角色观念发生了非常显著的变化，说明国家角色观念并不一定具有“稳定性”。同时，这些变化意味着如果国家角色观念与中国的军控合作存在一定关系，则这种关系一定是由于“发展者”、“反帝反修反霸”、“第三世界国家”、“合作开放”角色观念其中的一个或几个角色发生变化所导致的。

三、中国参与联合国军控会议的基本情况概述

在统计中国参与联合国军控情况时，除统计1972年至1988年的数据之外，笔者将统计区间延伸至冷战结束后的1998年（如图2）。可以发现，从1972年中国首次参加联合国军控会议以来，至1975年左右，中国出席军控会议的频率一直在70%左右徘徊，1978年前后却一度下降至50%以下。从1983年起，中国出席军控会议的频率重新以较快速度上升，1986年以后，稳定在95%的水平。特别是到了1996年以后，中国参与军控会议的频率达到了100%，即全参与的水平。这反映了恢复联合国合法席位极大地促进了中国参与国际军控合作；“文革”结束后一段时间中国处于政治过渡期，不稳定的形势同样影响了中国参与国际军控合作的程度；随着改革开放政策的确立和完善，20世纪80年代中期，中国参与国

表4 中国决策者国家角色观念变化方差分析

数据说明：对于上表左栏中的每一个国家角色观念，最右边“显著性”栏中的数值小于0.0 5时，统计学意义上被认为这种观念在不同阶段存在显著变化；当最右边“显著性”栏中的数值小于0.0 1时，统计学意义上被认为这种观念在不同阶段存在非常显著的变化。际军控合作的积极性增加，处于高参与水平；进入21世纪前夕，中国开始全面投入国际事务，基本达到了国际军控合作的全参与水平。

图2 1970—1998年中国出席联合国军控频率图

图3 中国参加联合国军控会议时的投票情况

图3反映了中国在出席联合国军控会议时投票的具体状况，可以看出，中国投赞成票的频率也是随着时间的变化逐渐上升的。

值得注意的是，在进行资料统计时，对于某些中国不赞成的议题（如全面禁止核试验议题）而言，中国通常采取三种方式表达自己的态度：缺席、反对和弃权。然而，中国投反对票的频率自从改革开放后就不多了。取而代之的是缺席和弃权。中国倾向于使用“缺席”和“弃权”两种方式（而非“反对”）反映自己的不满，具有十分鲜明的“中国特色”。

四、角色观念与中国的军控参与相关性分析

（一）数据分析

按照已建立的模型，这里将对中国决策者的国家角色观念与中国军控合作参与的相关关系进行检验和分析。（见表5）其中，自变量为中国领导人持有的各类国家角色观念所占比重，因变量是中国在联合国军控会议上的缺席、出席、弃权、反对及支持比重。检验两个变量之间是否具有相关性的依据是这两个变量的“相关系数显著性”（即Sig）。显著性Sig越小，相关性越强。从统计学意义上讲，当显著性Sig小于0.05时，两个变量被认为是显著相关，在表5中用“*”表示；当显著性Sig小于0.01时，两个变量被认为是高度显著相关，在表5中用“**”表示。例如，表5中Kendall’s tau_b系数检验中，“发展者”角色与“缺席”频率之间的相关系数是-0.626**，显著性Sig=0.005＜0.01，说明“发展者”的国家角色观念与中国是否缺席军控会议之间是具有十分紧密的联系的。

从表5的相关系数计算结果来看，“发展者”国家角色与“弃权”行为呈现显著正相关的关系，与“反对”行为呈显著负相关关系，与“出席”、“缺席”呈高度显著的负相关关系。“反帝国主义/修正主义/霸权主义者”角色与“弃权”行为呈显著负相关关系，与投“反对”票行为呈高度正相关关系。“合作伙伴/开放者”角色与“弃权票”行为呈显著正相关关系。“革命/社会主义/共产主义运动者”、“第三世界国家”、“独立自主/不干涉”、“世界和平的维护者”等角色与“缺席”、“出席”、“弃权”、“反对”、“支持”行为之间的显著性Sig均大于0.05，说明它们之间没有显著的相关性。

（二）政策意义

从表5可以看出，“发展者”角色与中国参与国际军控合作之间的关系是最紧密的。中国领导人对于“发展者”国家角色的认知在不断发展与增强，而发展者的角色要求中国以一种积极的、建设者的姿态参加国际军控合作。在这种角色影响下，中国出席联合国军控会议的次数和频率逐渐上升。国际社会对于一个充当“发展者”角色的中国同样造成了一定的压力，迫使中国以更积极的态势参与到国际军控合作中来。作为结果，当中国遇到自己不愿支持的议题（如核不扩散议题）时，不出席是不合适的，而投反对票又违背了国内外对于“发展者”角色的期待，因而中国只能更多地采取弃权等比较温和的方式表达自己的意见。

与“发展者”角色正好相反，“反帝国主义/修正主义/霸权主义者”角色与中国投赞成票的行为呈显著负相关、与投反对票的行为呈显著的正相关关系。这意味着当中国领导人更多地认为中国是一个“反帝、反霸、反修斗士”的时候，军控会严重削弱第三世界国家和无核国家的军事实力，从而有助于保持超级大国的“核垄断”。在这样的情况下，中国在联合国军控会议上更倾向于用直截了当的“反对票”方式表达自己对于国际军备控制的反对态度。

“合作伙伴/开放者”的角色对于中国参与国际军控合作同样具有显著影响。作为国际社会合作伙伴的角色，它既是决策者决定参与国际军控合作的内在动因，又是国家参与军控合作的外在压力。随着改革开放步伐的推进，中国越来越多地以国际社会的合作者姿态参与国际事务，这就要求中国必须在军控问题上“有所作为”。“合作伙伴/开放者”的角色使得中国维持良好的国际声誉更加具有挑战性。中国必须改变以往投反对票或拒不出席的做法，但又必须兼顾中国的利益，所以使用弃权票就更为频繁了。这也是“合作伙伴/开放者”角色与弃权行为呈显著正相关的原因之一。

表5 国家角色观念与中国的军控参与情况之间的相关性检验

值得注意的现象是，“革命/无产阶级/社会主义国家”角色与中国参与军控合作的程度之间呈负相关关系，但这种关系较弱。这意味着国家领导人对于社会主义的国家性质和社会主义革命的根本任务的认识是较为稳定的，对中国是否及以何种程度参与国际军控合作影响不大。

（三）军控议题对相关性的影响

针对不同类型的议题，国家所采取的具体对策可能也存在区别。因此，如果将军控议题这个干扰变量考虑在内，那么国家角色观念与中国的军控参与情况之间还存在相关关系吗？针对这个问题，这里将军控议题分为以下几类：核裁军与不扩散议题、大规模杀伤性武器议题、常规武器与常规事项、地区裁军与军控议题。运用类似方法，分别计算领导人国家角色观念与每个议题的军控参与之间的相关性。

从数据运算结果发现，对于核裁军与不扩散议题、大规模杀伤性武器议题来说，相关性与前面的分析无异，对于常规武器与事项的议题而言，“发展者”与“反帝国主义/修正主义/霸权主义”对于中国的军控参与仍具有较大的影响，“合作伙伴/开放者”角色的影响减弱，以至于没有显著的相关性。对于地区议题而言，国家角色观念与中国在军控议题上的参与程度之间甚至没有显著相关性，这就说明计算二者的相关性是没有意义的。

（四）国家角色观念的“共振效应”

从Holsti和Chafetz等人对于国家角色的分类以及本文对国家角色的分类可以看出，各个角色类型之间不一定是互斥的。这意味着一种国家角色的改变有可能带动其他类型国家角色的改变，各个国家角色观念之间可能存在相互作用。这就带来了下述疑问：如果将国家角色观念之间可能存在的互动关系考虑在内，前文所讨论的相关性还会成立吗？这种自变量之间的相互作用怎样影响中国的军控行为？通过运用同样方法计算出的相关系数表明：各个角色观念之间存在着特定的互动关系，即“发展者”角色与“合作伙伴/开放者”角色之间呈显著正相关关系（Sig=0.048＜0.05），“社会主义国家”角色与“独立自主”角色呈显著正相关关系（Sig=0.039＜0.05），“合作伙伴/开放者”与“世界和平的维护者”之间呈显著正相关关系（Sig=0.022＜0.05）、与“第三世界国家”角色呈显著负相关关系（相关系数= －0.643，Sig=0.026＜0.05），“独立自主”与“世界和平的维护者”呈显著负相关关系（Sig=0.039＜0.05）。

数据分析说明，“发展者”、“合作伙伴/开放者”与“世界和平维护者”角色之间呈显著正相关关系，说明这三个角色之间是相互促进、相互增强的。例如，“发展者”角色的深化使得决策者更加倾向于制定有利于中国发展的对外政策，而这种对外政策进而要求中国深化改革开放，从而加强了“合作伙伴/开放者”的角色。这种“共振效应”增强了国家角色观念的影响力，进而影响中国的军控政策。“发展者”、“合作伙伴/开放者”等角色观念的增强又促使“反帝反修反霸”、“独立自主”等角色观念的弱化，进而减少它们对军控合作的阻碍作用。

通过选取三个时期作为案例进行相关分析，本文的核心理论假设得到了验证：中国核心决策层的国家角色观念影响中国参与国际军控合作。具体而言，可以概括为以下几点：（1）中国真正大规模参与国际军控合作始于恢复联合国席位后的1972年，在经历了1976年至1978年的动荡期后，于1985年左右再次达到一个高峰；冷战结束后，中国开始全方位参与国际军控合作。（2）“发展者”国家角色观念对于中国参与国际军控合作影响最大。随着改革开放的全面深入，中国领导人对于“发展者”国家角色的认知在不断发展与增强，这种角色认知的变化促使中国以一种积极的、建设者的姿态参加国际军控合作。国际社会对于中国“发展者”角色的期待同样产生一种压力，迫使中国以更积极的态势参与到国际军控合作中来。（3）“合作伙伴/开放者”角色对于中国参与国际军控合作同样具有显著影响。随着改革开放步伐的推进，中国越来越多地以国际社会的合作者姿态参与国际事务，这就要求中国必须在军控问题上“有所作为”。（4）“反帝国主义/修正主义/霸权主义者”角色的弱化同样促使中国进一步深化国际军控合作。（5）“革命/无产阶级/社会主义国家”角色与中国参与军控合作的程度之间的相关关系较小，原因在于中国决策者在表达“发展者”和“合作伙伴/开放者”的国家角色时，往往伴随着“革命/无产阶级/社会主义国家”角色。

本文的研究还进一步验证了国家角色观念理论对于中国参与国际军控合作的程度起到一定的作用。然而，国家角色观念发挥作用需要一定的前提条件。即当军控议题涉及中国的核心安全利益时，国家角色观念能够对中国的参与程度施加显著影响；而当军控议题并不涉及中国核心安全利益时，国家角色观念的影响非常小。另外，本文认为国家角色观念具有稳定性的命题是不可靠的，“中国领导人可能比其他国家领导人更易受到行为习惯的影响”、国家角色观念的“转变将是渐进而缓慢的”等命题同样值得商榷。本文第二节的分析表明，在不到20年的时间内，中国领导人的“发展者”、“反帝反修反霸”、“第三世界国家”、“合作开放”等角色观念发生了非常显著的变化，而非渐进式的变化。

注释：

①不经投票直接通过的决议不包括在内，如“3261A disarmament and development”。

[1]张清敏.中国的国家特性、国家角色和外交政策思考[J].太平洋学报，2004，（2）：47—55.

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1007－905X（2012）05－0019－05

2011-01-09

责任编辑 吕学文

（E－mail：dalishi＿sohu＠sohu.com）