社会流动与公众环境抗争——基于CGSS2013的大数据分析

刘美辰，周碧华

(华侨大学 政治与公共管理学院，福建 泉州 362000)

一、问题的提出

《诗经》有云：“先民有言，询于刍荛”。这意味着，“最古之世，人民之得以参与政事者也”[1]。然而，古时之中国，只有上层阶级才有政治参与的机会[2]。随着历史上封建制度的打破和无产阶级登上历史的舞台，政治运动成为群众参与政治活动的一种形式。由此可见，民众的政治参与首先与其在社会结构中的位置有着密切联系。其次，不同社会阶层有着不同的政治活动参与形式。最后，随着社会结构的变迁，民众政治参与的形式也出现多样化。且在不同历史背景下，民众参与政治的方式也具有历史的特殊性，例如历史上著名的“公车上书”。而在当今社会，随着人民代表大会制度的确立，人民可以委托人大代表表达其政治利益诉求。中华人民共和国宪法中第三十五条规定：“中华人民共和国公民有言论、出版、集会、结社、游行、示威的自由。”由此可以看出，当今的中国公民具有参与政治活动的自由，这看似已与社会阶级无关。然而，现如今中国公民政治参与行为与阶级因素真的没有关系吗？若有，又有着怎样的关系呢？不同的社会阶层和不同方向的社会流动对公众的政治参与有着怎样的影响？此外，过去经历了社会位置移动或未来可能发生类似变动的社会公众，其政治参与情况如何？文章根据CGSS2013社会调查数据，以公众环境抗争作为对其政治参与问题的研究。

环境抗争，属于社会抗议范畴[3]。目前，学界主要从公民参与、新闻媒体、环保组织及政府责任这四种研究范式对环境抗争或环保运动予以研究[4]。本文采用第一种研究视角。冯仕政[4]认为，环境抗争是个人或家庭在遭受环境危害后，为制止危害或挽回损失而做出呼吁、警告、抗议、申诉、投诉、游行、示威等对抗性行为。因而，公民环境抗争参与，即公众为解决环境问题而进行的呼吁、警告、抗议、申诉、投诉、游行及示威等对抗性活动参与。环境抗争本质上属于政治参与行为。其具有体制内抗争、个体行动和非连续性特征[4]。环境抗争应当有狭义和广义上的区分。广义上的环境抗争，指为解决环境问题及保障公民的基本权利而进行的呼吁、警告、抗议、申诉、投诉、游行和示威等对抗性行为。这种抗争可以是个体抗争，也可以是集体抗争，可以是非持续地抗争，也可以是连续性抗争。其中，连续性环境抗争进一步发展成为环保运动。在抗争群体中，既包括直接遭受环境损害的群体，也包括并未遭受环境损害但出于公平正义参与到抗争中的群体。虽然，学者对于环境抗争参与群体的参与动机进行过机制梳理，然而，该方面的实证分析尚且不多。

二、研究假设

(一)社会流动与公众环境抗争

根据马斯洛需求层次理论，人的需求包括生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我实现需求五个层级。当社会公众的社会位置移动向上时，该部分群体会因为物质需求得到满足而追求更高层次的尊重需求及自我实现需求的满足。而参与环境抗争正是该群体实现“追求公平正义”这种高层次需求满足的体现。因而，主观垂直社会流动、社会层级认同和社会流动预期会对公众的环境抗争行为产生影响。进而，这种高层次需求的满足，又体现为主观幸福感和社会公平感的感知。然而，根据后文中学者对于公众参与环境抗争的负向情绪机制的解释，社会流动向下的公众会提升其参与抗争的活动次数，二者存在负向关系。因而，对于社会流动与环境抗争关系的梳理上，存在竞争性假设，即：

H1a：公众的主观垂直流动会对其环境抗争参与产生正向(或负向)影响。

H1b：公众的社会层级认同会对其环境抗争参与产生正向(或负向)影响。

H1c：公众的社会流动预期会对其环境抗争参与产生正向(或负向)影响。

(二)社会态度或情绪与公众环境抗争

“情感论”是学者解释抗争政治起源的主要范式[5]。 “公道”、“怨恨”、“正义诉求”和相对受剥夺感等情感或情绪是影响环境抗争的重要因素[6-7]。其中，怨恨被视为是一种不公平感[8]。因而，社会公平感可以成为公众环境抗争参与怨恨心理机制研究的一个新视角。有学者认为，社会公平感是个体对社会公平程度的感知和评判[9]，然而它与社会实际的公正与否关系不大[10]。但是，公众对不公平感的反应与回应引发群体行为[11-12]。根据李华胤[11]的研究结果，公众的社会公平感通过愤怒因素影响其参与群体性事件的意愿。而政治参与则可以带来社会公平感[13]，因而，出于社会公平的原因，公众会参与到政治活动中。因利益分配不平等产生的挫折感和失落感成为其政治参与的内驱力[14]。因而，根据以上研究可以提出以下研究假设：

H2：公众社会公平感可能会对其环境抗争参与产生影响。

公众的社会公平感与主观幸福感是相联系的，当其充满抱怨心理时，幸福感会受到影响。主观幸福是个体对生活状况和价值取向以及各种需求的客观反映[15]。也有学者将其定义为公众不同层次的需要得到满足后的积极认知评价和情感状态[16]。根据以上学者的研究，可以推断，愤怒感高的群体幸福感也低，社会公平感有可能会通过幸福感对公众的抗争行为产生影响，即：

H3：公众主观幸福感可能会对其环境抗争参与产生影响。

H4：公众的主观幸福在社会公平感与环境抗争参与中起中介作用。

此外，当公众的社会公平感低时，容易出现抱怨社会及政府的现象，从而使其在政府绩效评价上带有浓厚的情绪色彩，对政府工作感到不满，导致其参与到与政府互动的抗争行动中。然而，从公民参与或政治参与的角度也可以对公众因政府工作开展情况的满意程度而参与抗争的行为进行解释。在环境抗争中，公众的抗争行为属于为解决环境问题，促使政府在环境治理方面的工作做得更好而进行投诉或上诉。当公众对政府环境治理工作感到并不满意时，会激发其参与到投诉或上诉行动的欲望。因此，根据以上推论，可以提出以下研究假设：

H5a：公众的中央环境治理满意度可能会对其环境抗争参与产生影响。

H5b：公众的地方环境治理满意度可能会对其环境抗争参与产生影响。

(三)社会流动与社会态度或情绪

社会流动可以被理解为个人或社会对象从一个位置到另一个位置的转变。在流动过程中，社会成员的生活方式、行为模式、认知态度和价值观念也发生相应改变[17]。但是，社会公平认知在社会流动中更容易得到重塑。在社会流动与分配公平感间关系的经典假设中，实现向上社会流动的人因从社会利益分配体系中得到优势而感到社会公平，而向下社会流动的人则产生抱怨和不公平感[18]。根据社会比较理论，当社会成员以自己为参照对象时，将目前的状态与过去、理想状态及应得性标准比较的落差会给其带来相对剥夺感，进而对其主观幸福感产生影响[19]。因而，根据以上学者的研究可以推断，社会流动与社会成员的主观幸福感和社会公平感会存在一定联系，向上的社会流动和流动预期会对成员的幸福感和公平感产生积极影响。由此可见，社会流动因素会对公众的社会态度或情绪产生影响。

随着社会流动的发生，社会分层也出现相应变化[20]。所以，除了研究社会流动对社会成员的抗争参与外，社会分层也被纳入研究中。虽然社会流动和社会分层分别以动态和静态两种视角对社会结构予以研究，然而，社会分层却是社会流动的产物，是社会流动从动态到静态的转变结果，这种分层是暂时的，向上还是向下是社会成员社会位置移动的趋势。所以，社会分层也被纳入社会流动的研究范畴。

关于社会分层，学者常从客观阶层地位和主观阶层地位对阶层予以研究。主观阶层认同是社会成员根据某一标准将自己归属于社会分层体系的某一层[21]，是阶层意识的组成部分[22]。而阶层地位和预期阶层地位向上都会对行动者的集体行动参与意愿产生正向影响[23]。因而，社会成员的主观社会层级划分也有可能对社会成员的环境抗争参与产生影响。根据前文所述，当个体将自己归属于较高的社会层级时，其主观幸福感或社会公平感都会比较高，反之，则较低。结合情绪因素与公众环境抗争关系的推理，以及社会结构因素与情绪因素和公众环境抗争关系的推理，可以提出以下假设：

H6a：公众的社会公平感在垂直社会流动对环境抗争参与中起中介作用。

H6b：公众的社会公平感在社会层级认同对环境抗争参与中起中介作用。

H6c：公众的社会公平感在社会流动预期对环境抗争参与中起中介作用。

H7a：公众的主观幸福感在主观垂直流动对环境抗争参与中起中介作用。

H7b：公众的主观幸福感在社会层级认同对环境抗争参与中起中介作用。

H7c：公众的主观幸福感在社会流动预期对环境抗争参与中起中介作用。

泄愤心理被视为群体事件发生的心理机制，仇官、仇富和仇警等心理具有情绪转移作用，例如，通过特定的环境议题进行释放或转移，从而成为社会群体进行环境抗争的重要推手[24]。此外,人们在社会经济发展过程中感受到的利益分配不均、地方政府不作为、乱作为甚至贪污腐败等行为，都会造成抗争群体负面情绪或心理累积，最终通过某一事件宣泄出来。反之，当公众从社会分配中获得利益时，就会对政府及其行为产生积极情绪或心理。所以，当公众的社会经济地位已经或者将会发生向上的位置转移时，就有可能对政府或其行为拥有积极的评价及态度。因而，可以提出以下研究假设：

H8a：公众的中央环境治理满意度在主观垂直流动对环境抗争参与中起中介作用。

H8b：公众的地方环境治理满意度在主观垂直流动对环境抗争参与中起中介作用。

H9a：公众的中央环境治理满意度在社会层级认同对环境抗争参与中起中介作用。

H9b：公众的地方环境治理满意度在社会层级认同对环境抗争参与中起中介作用。

H10a：公众的中央环境治理满意度在社会流动预期对环境抗争参与中起中介作用。

H10b：公众的地方环境治理满意度在社会流动预期对环境抗争参与中起中介作用。

三、研究设计

(一)数据来源

所有数据均来源于CGSS2013数据库，样本共计11 438个[25]。在对社会成员的垂直社会流动、社会层级和社会流动预期通过主观幸福感和社会公平感对环境抗争参与产生影响的结构方程模型中，在剔除所有奇异值后，共得样本10 429个。在对社会成员的垂直社会流动和社会流动预期通过政府环境治理满意度(中央环境治理满意度和地方环境治理满意度)对环境抗争参与的结构方程模型中，在对数据予以剔除外，共得样本8 712个。

(二)变量说明

文中所需变量说明及变量设计见表1。

表1 变量说明

(三)研究方法

通过使用AMOS.21结构方程分析软件对社会流动对公众环境抗争参与予以研究，分别构建了以主观幸福感和社会公平感为中介变量的结构方程模型一，和以中央环境治理满意度和地方环境治理满意度为中介变量的结构方程模型二。构建结构方程的目的是为了探索变量间的关系，从而为中介作用的探讨提供依据。而在对中介效应进行一步地验证时，则使用Process分析工具进行Boostrap检验。

四、实证分析

从表2中可以看出，公众经常参与环境抗争的情况并不多见，偶尔参与环境抗争的情况比较多(公众环境抗争参与行为的均值为1.11)。此外，公众的主观幸福感相对较高(均值为3.76)，社会公平感相对较低(均值为3)。在主观垂直社会流动中，大多数公众在三年内实现了社会经济地位的提升，即实现了向上的社会流动(均值为1.88)。此外，公众对其社会层次的判断大致为中下层(均值为4.3)。对于社会流动预期，大多公众认为其社会经济地位将会得到提升(均值为1.1644)。最后，公众对中央政府环境治理和地方政府环境治理的努力程度都比较认可，但是在治理效果的认同上还不是很高，从均值3.05和2.9。

根据表4的变量相关性的分析可以看出，主观垂直流动、社会层级认同和社会流动预期与主观幸福感和社会公平感及环境抗争参与间存在相关性，且主观幸福感与社会公平感也存在相关性。其中，相关系数|r|在0.8-1.0之间代表极强相关，0.6-0.8间代表强相关，0.4-0.6间代表中等程度相关，0.2-0.4之间代表弱相关，0.0-0.2间代表极弱相关或无相关。因而，根据以上分析，建立的结构方程模型如图1所示。

图1 社会流动与环境抗争参与结构方程模型路径

注：* * *表示p<0.001，* *表示p<0.01(双尾) ，*表示p<0.05

根据表6中的各变量间路径系数和显著性的统计可以看出，主观垂直流动和社会层级认同都对社会公平感影响显著。其中，主观垂直流动对社会公平感的标准化路径系数为-0.043，绝对值大于0，且p<0.001，说明在经历了2010年到2013年间社会经济地位变化的垂直社会流动中，向上的社会流动与社会公平感呈正比，而经历了方向向下的社会流动的群体，其社会公平感越低，该结果符合剥削理论的解释；此外，社会层级认同对社会公平感的标准化路径系数为0.091，大于0，且p<0.001。根据研究设计中对于主观垂直流动的赋值，处于静态的上层社会结构中的人群的社会公平感更高。该结果的出现同样符合剥削理论的解释。但是，社会流动预期对社会公平感的影响不够显著，p=0.032，p<0.05，且标准化路径系数为-0.0017。由于流动并未发生实质性变化，只是主观预期，且并未实际体会到被剥削感，因而会对其社会公平感的影响较弱，与前两种有所不同；此外，主观垂直流动、社会层级认同和社会流动预期都对主观幸福感均影响显著，而公众的社会公平感对主观幸福感也影响显著(p<0.001)，以上结果的得出，可由情绪扩散来解释。

最后，社会流动对环境抗争参与结构方程模型中的所有自变量(主观垂直流动、社会层级认同和社会流动预期)和中介变量(主观幸福感)都对环境抗争参与影响显著。其中，公众的主观幸福感对环境抗争参与的标准化路径系数为-0.021，绝对值大于0，且p<0.001。说明公众的主观幸福感与环境抗争参与呈负向关系，幸福感越低的公众参与环境抗争的次数越多，这在一定程度上验证了泄愤机制的存在；此外，社会公平感对环境抗争参与的p值等于0.072，p>0.05，说明社会公平感对环境抗争参与并未产生影响，因而接下来不再对社会公平感的中介效应进行分析。该结果与剥削理论相悖；此外，主观垂直流动对环境抗争参与的标准化路径系数为0.014，大于0，且p<0.001。说明社会群体在2010到2013年间的社会经济地位出现下降的情况对其环境抗争参与产生了显著的正向影响。因而，社会公众的垂直社会流动与环境抗争存在负向关系，马斯洛需求层次理论并不能作为解释；此外，社会层级认同对环境抗争参与的标准化路径系数为0.023，大于0，且p<0.001。说明社会层级越高的社会成员参与环境抗争的次数越多。然而，对于该结果的出现，却能够通过马斯洛需求层次理论进行解释；最后，社会流动预期对环境抗争参与的标准化路径系数为0.017，大于0，且p<0.05。说明公众的社会流动预期与环境抗争参与呈正向关系。根据上述分析可以得知，公众的主观幸福感在主观垂直流动、社会层级认同和社会流动预期对环境抗争参与中均起到了中介作用。此外，表6中也显示出，公众的主观幸福感在社会公平感对环境抗争参与也起到了中介作用。其次，我们也对社会成员的主观垂直流动、社会层级认同和社会流动预期是否通过中央环境治理满意度和地方环境治理满意度对环境抗争参与产生影响，也构建了结构方程模型进行分析。且再将参数e1和e2作出路径调整后，模型拟合度实现最优，因而模型二的构建如图2所示。

图2 社会流动与环境抗争参与结构方程模型路径

注：* * *表示p<0.001，* *表示p<0.01(双尾) ，*表示p<0.05

根据表7中的各变量间路径系数和显著性的统计可以看出，主观垂直流动和社会流动预期对中央环境治理和地方环境治理的满意度都具有显著的影响作用。其中，主观垂直流动对中央环境治理的标准化路径系数为-0.157，绝对值大于0，但p<0.001。说明在2010到2013年间经历了向上社会流动的社会成员对中央环境治理满意度更高，反之，结果相反；此外，主观垂直流动对地方环境治理的标准化路径系数为-0.094，绝对值大于0，且p<0.001。其解释与前者相同。其次，社会层级认同对中央和地方的环境治理满意度的标准化路径系数分别为0.020和0.059，都大于0，且p<0.001。说明公众的社会层级认同与央地环境治理满意度成正比，其社会层级认同越高，对央地环境治理的满意度越高。最后，社会流动预期对央地环境治理满意度无影响，这由p>0.1可见。其次，社会流动预期对地方环境治理满意度的p值也大于0.1。说明社会流动预期对央地方环境治理满意度均未产生影响。

其次，在中介变量(中央环境治理满意度和地方环境治理满意度)对公众环境抗争参与的影响中，公众的中央环境治理满意度对环境抗争参与的标准化路径系数为-0.017，绝对值大于0，且p<0.001。说明公众的中央环境治理满意度越低，其参与环境抗争的次数越多。反之，结果相反；而公众的地方环境治理满意度对公众环境抗争参与的标准化路径系数为0.014，绝对值大于0，且p<0.001。说明公众的地方环境治理满意度越高，其参与环境抗争的次数越多，这一结论与上一结论完全相反。最后，在自变量(主观垂直流动、社会层级认同和社会流动预期)对公众环境抗争参与的影响中，主观垂直流动对环境抗争参与的标准化路径系数为0.043，大于0，且p<0.001。该结果与上一模型所反映出的社会流动向下程度与环境抗争次数成正比的情况相同；其次，社会层级认同对环境抗争参与的标准化路径系数为0.019，大于0，且p<0.001，说明公众的社会层级认同越高，其参与环境抗争的次数越多。这在一定程度上反映出，社会层级越高的公众的民主意识更强。此外，社会流动预期对环境抗争参与的标准化路径系数也为0.019，大于0，且p<0.001。该结果与上一模型所得到的结果也一致。

由于结构方程并不能将控制变量纳入数据分析中，因而只能做初步的中介检验，为了进一步验证以上中介效应的存在与否，通过Boostrap中介检验法对以上各项中介作用进行验证，使用的数据分析工具为Process插件。经实践证明，这种中介检验法比递归中介检验更为严谨，在数据结果上更加精细。参照陈瑞[26]等人在对Boostrap结果的汇报内容，主要关注中介路径是否显著，即BootstrapLLCL和BootstrapULCL的区间不包含0，中介效应的大小及自变量对因变量的直接影响是否显著，可由p值进行判断。

此外，根据Zhao et al.[27]总结的中介效应检验程序，对于a×b(中介路径)是否显著的检验，有Sobel检验、Bootstrap检验、乘积分步法和MCMC法。而我们采用Bootstrap中介效应检验法，若a×b显著，说明研究假设中提出的中介路径存在；否则，中介路径不存在。[28]首先，对主观垂直流动对环境抗争参与的中介效应进行检验，在以主观幸福为中介变量时，在样本量为5000和95%的置信区间下，中介检验结果没有包含0(BootLLCI= 0.0004，BootLLCI= 0.0017)，说明中介路径存在。其次，在控制了中介变量(主观幸福)后，主观垂直流动对环境抗争参与的影响也很显著(p<0.001)，说明主观幸福在主观垂直流动与环境抗争参与的中介效应显著，且中介效应大小为0.0010。此结果也说明还存在其他的中介路径。因而，继续分析中央环境治理满意度在主观垂直流动与环境抗争参与的中介效应。根据结果显示，以中央环境治理满意度为中介变量时，中介检验结果没有包含0(BootLLCI= 0.000 4，BootLLCI= 0.002 4)，说明中介路径存在。其次，在控制了中介变量(中央环境治理满意度)后，主观垂直流动对环境抗争参与的影响也很显著(p<0.001)，说明中央环境治理满意度在主观垂直流动与环境抗争参与的中介效应显著，且中介效应大小为0.001 3，说明还存在其他的中介路径。所以，继续分析地方环境治理满意度在主观垂直流动与环境抗争参与的中介效应。该中介检验结果包含0(BootLLCI=-0.001 2，BootLLCI= 0.000 2)，说明地方环境治理满意度在主观垂直流动与环境抗争参与的中介路径不存在，这一结果与路径分析中的结果相悖。

其次，对社会层级认同与环境抗争参与的中介效应进行检验，在以主观幸福为中介变量时，中介检验结果没有包含0(BootLLCI=-0.004 6，BootLLCI=-0.002 0)，说明中介路径存在。其次，在控制了中介变量(主观幸福)后，社会层级认同对环境抗争参与的影响也很显著(p<0.001)，说明主观幸福在社会层级认同与环境抗争参与的中介效应显著，且中介效应大小为-0.003 2。此结果说明还存在其他的中介路径。因而，继续分析中央环境治理满意度在社会层级认同与环境抗争参与的中介效应是否存在。根据结果显示，中介检验结果没有包含(BootLLCI=-0.000 6，BootLLCI=-0.000 1)，说明中介路径存在。其次，在控制了中介变量(中央环境治理满意度)后，社会层级认同对环境抗争参与的影响也很显著(p<0.001)，说明中央环境治理满意度在社会层级认同与环境抗争参与的中介效应显著，且中介效应大小为-0.000 3。接下来，继续分析地方环境治理满意度在社会层级认同与环境抗争参与的中介效应。该中介检验结果包含0(BootLLCI=-0.000 3，BootLLCI= 0.000 4)，说明地方环境治理满意度在社会层级认同与环境抗争参与的中介路径不存在。那么，其他的中介变量还有哪些，学者还可以作进一步的探讨。

最后，检验社会流动预期与环境抗争参与的中介效应，在以主观幸福为中介变量时，中介检验结果包含0(BootLLCI=-0.000 5，BootLLCI= 0.000 0)，说明中介不路径存在。因而，对于社会流动预期与环境抗争参与的中介效应的检验到此为止。

注：* * *表示p<0.001，* *表示p<0.01(双尾) ，*表示p<0.05

五、总结与讨论

“民安，则国泰。”因而，对于社会流动、社会公平感、幸福感及公众的中央政府环境治理和地方政府环境治理满意度的研究对于国家的社会治理和政府治理均具有一定的现实意义。根据研究结果，公民环境抗争参与意味着其政治参与的积极性越来越高，但是这也反映出政府的环境治理还有待进一步加强。此外，公众对政府的环境治理满意度会影响到其环境抗争参与，但是呈现出不同方向的相关性，即公众对地方政府的环境治理满意度越高，其参与环境抗争的次数越多，而公众对中央政府环境治理的满意度越低，其参与环境抗争的次数出现了同样趋势。对此我们的解释是，公众对中央政府和地方政府的满意度作用于政治参与行为可能有着不同的影响机制，即：当公众对地方政府工作绩效评价越高时，公众越会为其治理工作的进一步提升付出个人行动，反之，则相反。但是，当公众对中央政府的工作绩效评价较低时，公众促进政府环境治理的意愿则愈强烈，从而促使其积极参与到投诉等政治活动中。

其次，根据结构方程模型二可以看出，公众社会位置的向上移动会对央地政府环境治理的满意度产生影响，无论是过去发生了社会位置的向上移动还是未来会发生这样的转变，其上移程度越高，其对政府环境治理的满意度也越高，反之，越低。此外，公众的社会层级认同与其环境抗争参与有着正向影响，但是，三年内发生社会位置向下移动的程度越大，其环境抗争参与水平越高。这在一定程度上说明，向下的社会流动使得公众的负面情绪增强，从而触发了该群体的抗争行为。而并未发生实际社会流动的公众环境抗争参与，则更能通过马斯洛需求层次理论进行解释。该结果的得出，具有一定的社会意义。最后，公众过去和未来的社会位置移动以及社会层级的自我归属划分，都会对其主观幸福感和社会公平感产生影响，且都呈正比关系。总之，从维持社会安定和政治稳定的角度来讲，为减少社会公众的抗争行为，国家应当加强社会经济建设，提升公众的幸福感，努力营造更加公平的社会氛围，从而提升公众的社会公平感。