政治信任何以转化为政治认同——基于2019年中国社会状况综合调查数据的分析

陶苞朵 张等文

(东北师范大学，长春130117)

一、问题的提出

政治认同与政治信任均属于政治态度范畴。政治认同是公民在政治生活中形成的一种对国家、政党、价值等的认可以及在情感和意识方面的归属感，是一种从个体到组织的纵向认同，体现为递进式的政治心理和行为统一过程[1]。“得民心者得天下”“民心所向，胜之所往”等政治经验反映出政治认同对于增强政治合法性、促进政治稳定具有重要作用。

政治信任与政治认同密切相关，主要指公民基于与政治体系的互动关系形成的认知、情感、评价、信念及相应行为选择[2]。从功能主义来看，信任是认同的基础，二者在一定程度上呈现为来源与归宿的关系[3]，这种关系同样适用于政治领域，即公民政治信任是政治认同的基础，政治认同的核心是“对政治权力及其运行情况的信任以及对政治系统所倡导的政治价值的信仰”[4]，政治信任与政治认同的紧密关系不言而明。

以往研究不仅关注到政治信任与政治认同的强关联度，而且揭示了政治信任与政治认同在政治态度层面呈现为由浅入深的结构关系[5]，但是鲜见对以下问题的探讨：公民政治信任能否转化为政治认同？如果能，是如何转化的？政府绩效和政治参与在这一转化过程中能否发挥作用？如果能，分别发挥什么作用？为了解释这些问题，本文通过量化分析2019年中国社会状况综合调查(CSS)问卷数据，分别探究公民政治信任对政治认同及其不同维度——党的认同、国家认同、价值认同的影响，分析政府绩效、政治参与等变量在政治信任向政治认同转化过程中发挥怎样的作用，力图揭示公民政治信任转化为政治认同的具体路径，希冀为新时代党和政府厚植公民政治信任基础以及强化政治认同提供学理支撑和政策建议。

二、文献综述与研究假设

虽然政治信任是政治认同的重要来源，但是二者之间关系复杂，并非线性相关。政治信任不会自然而然地转化为政治认同，这一转化过程可能受到政府绩效、政治参与等多重变量的影响。

(一)政治信任与政治认同

政治信任与政治认同皆以公民为主体、以政治系统及其内部要素为客体，二者不能混为一谈，它们属于不同层次的政治态度。政治态度是公民对政治系统及其不同组成部分和系统中自我角色的态度[6]，由政治认知、政治情感和政治动机组合而成。其中，政治动机决定政治态度的层次，动机倾向越明显，政治态度层次越深刻[7]。从政治态度的三个组成要素来看政治信任与政治认同，可以发现：政治信任是以政治认知为前提的政治情感倾向，政治信任水平高低与公民利益实现情况挂钩，这致使公民的行为动机具有不稳定性，所以政治信任是浅层次的政治态度；而政治认同是公民与政治权力发生关系时产生的一种心理现象[8]，是公民内心深处对所属政治系统的依附感，具体表现为对政治体系的认可、信任和支持[9]，并且具有很强的实践性[10]。政治认同是政治认知、政治情感和政治动机的有机结合，与政治信任相比，其隐藏的动机倾向更稳定，更有可能输出积极的政治行为，因此政治认同是深层次的政治态度。从构建时长来看，政治认同不容易被创造[11]，培育政治认同是一个相对漫长、动态变化的过程，而政治信任更容易在较短时间内展现出明显的效果[12]。无论是政治态度层次深浅的区别，还是构建时间长短的差异，都说明同一问题：公民政治信任在时间发酵中具备转化为政治认同的可能性。

在承认政治信任可能转化为政治认同的基础上，紧接着需要探讨“政治信任可能转化为政治认同的哪些方面”这一问题。解构政治认同的圈层结构便成为回答这一问题的先决条件。从政治认同程度来看，它分为初级的本能认同、中级的情感认同和高级的自觉认同三个层次[13]；从政治认同的指向对象来看，政治系统包括权威当局、制度典则和政治共同体[14]，其中，权威当局指政府、政党等，制度典则包含价值、制度和权威结构等，政治共同体主要指国家、民族等。基于此，政治认同可以划分为政党认同、国家认同和价值认同等维度。公民对中国共产党的认同是当代中国政治认同的核心[15]，因为“中国特色社会主义最本质的特征是中国共产党领导，中国特色社会主义制度的最大优势是中国共产党领导”[16]，中国共产党在国家建设与政治发展中发挥了巨大作用；国家认同是公民对国家发展道路、文化传统、制度建设、国际地位等方面的知悉、接受和认可[17]，与政治认同形影相随，其在政治认同圈层结构中处于圆心位置[18]；价值认同是公民在长期的社会交往过程中逐步形成的对某种价值观念或价值理想的认可、接纳并愿意共享的情感体验，主要体现为公民对社会主义核心价值观的认同[19]。

结合以上分析，公民政治信任存在向政治认同转化的可能性，具体可能转化为对中国共产党的认同、国家认同和价值认同，据此提出以下假设：

假设H1a：政治信任与政党认同存在显著的正相关性。

假设H1b：政治信任会对国家认同产生显著正向影响。

假设H1c：政治信任会对价值认同产生显著正向影响。

(二)政府绩效的中介效应

政府绩效通常指政府履行职能对经济社会等领域进行管理的效果，主要包括经济发展绩效、政治发展绩效、社会建设绩效、文化建设绩效和生态治理绩效等方面。现有研究表明，公民政治信任与其对政府绩效的评价存在相关性。李小勇和谢治菊通过实证调查发现，村民对政府的信任度与乡村治理绩效呈正相关，政府信任层级差异小的地区的政府绩效较好且分布比较均衡[20]。王宇明将政治信任作为公民社会信任结构中的一个维度，利用“中国社会综合调查”数据验证了公民政治信任会对其评价政府基础性绩效和发展性绩效产生显著的作用效力[21]。

此外，政府绩效与政治认同密切相关。蒙象飞认为，政绩基础(政治行为及其绩效)是政治认同的主要来源之一[22]。因为政府绩效与人民利益满足情况挂钩，利益实现是公民形成政治认同的心理基础[23]。只有当政府绩效显著、公民利益得到满足时，政治认同才更加牢固。龙太江和王邦佐在论述中国政治合法性基础时也持有类似观点，他们认为，“任何政治统治的稳固，都必须以民众的认同与支持为基础……这种认同……以被统治者对政权履行职能的效率、对公共利益的维护和民众个人利益的满足为基础”[24]。

综上可知，政府绩效可能是促进公民政治信任转化为政治认同的关键桥接。因为政治信任影响公民对政府绩效的评价，而政府绩效能够满足公民利益需求从而促使其形成利益认同，最终搭建出公民政治认同的逻辑起点[25]。本文据此提出以下假设：

假设H2：政府绩效是公民政治信任向政治认同转化的中介变量。

(三)政治参与的调节作用

公民政治参与是现代民主政治的重要环节，是“普通公民试图影响政府决策及其实施的各种行为”[26]，即公民通过各种途径参与政治生活并对政治体系的构建、运作以及公共政策产生直接或间接影响的政治行为。为了解释政治参与在公民政治信任转化为政治认同过程中可能存在调节作用，需要厘清以下两个问题：一是政治参与能否对政府绩效产生影响；二是政治参与能否进一步影响政治认同。

至于第一个问题，郎友兴和喻冬琪给出肯定性解释，他们通过对温岭市做法进行实证分析来检验公民政治参与和政府绩效的关系，发现“公民的政治参与是政府提升政治效益，优化公共服务的强大动力”[27]，因为政治参与能使公民的不同需求偏好在一定程度上得到满足，从而使公民对政府服务的满意度提升，而这种满意度恰巧以公民对政府绩效的高度评价呈现出来。郑建君利用6159份调查数据进行实证分析，结果证明“政治参与对公共服务满意度具有显著的正向影响”[28]，而公共服务满意度是测量政府绩效的重要指标。上述研究成果在一定程度上揭示了公民政治参与和政府绩效的关联性。

至于第二个问题，学者们分别从心理学和政治实践视角进行分析，得出了类似的答案。依据心理学的观点，政治参与是政治心理的一种显性化表达形式，能够避免政治疏离感，提升政治归属感；公民只有积极参与政治生活、介入政治过程，才能形成政治认同[29]。从政治实践视角出发，政治认同是政治心理与政治行为的统一，而政治参与作为一种能够表达自身利益诉求、试图影响政府决策或政策执行的政治行为[30]，是政治认同的构成要素之一。刘云虹认为，政治参与是“社会成员对政治体系进行政治认同的实践过程”[31]，必然会对政治认同产生影响。结合上述分析，提出以下假设：

假设H3：政治参与不仅在政治信任和政府绩效的关系中具有调节作用，而且在政治信任通过政府绩效向政治认同的转化过程中也发挥出显著的调节作用。

综上所述，本文的研究假设模型如图1所示。

图1 研究假设模型

(一)数据来源

本文采用中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey，简称CSS)最新公布的2019年数据开展研究。CSS是一项调查区域覆盖全国31个省级行政单位的连续性抽样问卷调查，由中国社会科学院社会学研究所于2005年发起，目前已经完成了7轮调查。在剔除无效样本和缺失值的基础上，共获得9973份有效样本。

(二)变量选择与测量

除人口统计学变量外，本文重点考察的变量为政治认同、政治信任、政府绩效和政治参与等。

1.因变量——政治认同

政治认同分为公民对中国共产党的认同、国家认同和价值认同。在CSS2019调查问卷中，选取“G1-5您在多大程度上同意‘没有共产党，中国就会陷入混乱’的说法”作为公民对中国共产党的认同的测量题项；选取“G1-2我经常为国家取得的成就而感到自豪”和“G1-3如果有下辈子，我还是愿意做中国人”两个题项测量国家认同；选择“G7您认为一个好的社会应该包括下列哪些特征？富强、民主、文明、和谐、自由、平等、公正、法治、爱国、敬业、诚信、友善”测量价值认同。在这四项题目中，G1-2、G1-3和G1-5的编码相同，选项1表示“很同意”，2表示“比较同意”，3表示“不太同意”，4表示“很不同意”，而8表示“不好说”。为了更加合理地利用数据，结合公民评价相对谨慎的特点，借鉴王晓莹和罗教讲[32]、陈永进等人[33]的观点，将8“不好说”看作“一般”，并对这三个题项进行反向编码，使其符合李克特(Likert)五点计分的规则，重新编码后的1表示“很不同意”(由选项4转换)，2表示“不太同意”(由选项3转换)，3表示“一般”(由选项8“不好说”转换)，4表示“比较同意”(由选项2转换)，5表示“很同意”(由选项1转换)，数字越大，代表公民对中国共产党的认同和国家认同程度越高。G7是一个多项选择题，受到问卷设置的影响，受访者至多只能选择五项，选择个数介于0—5之间。因此，本文将受访者选择个数与价值认同程度相联系，当受访者选择0或1个题项，表示其价值认同“很低”；当受访者选择2个题项，表示其价值认同“比较低”；当受访者选择3个题项，表示其价值认同“一般”；当受访者选择4个题项，表示其价值认同“比较高”；当受访者选择5个题项，表示其价值认同“很高”，对应编码为“1、2、3、4、5”。受访者选择个数越多，表明其对社会主义核心价值观的认同度越高。经过检验，重新编码后的G7数据符合正态分布(sig<0.001，非常显著)。

2.自变量——政治信任

测量政治信任的方式有两种，一种是直接测量公民对政府的信任程度，另一种是通过间接测量公民其他态度(如政府满意度)来反映政治信任。本文选择第一种测量方式，具体以CSS2019问卷中“F1a-1请问，您信任‘中央政府’吗” “F1a-2区县政府” “F1a-3乡镇政府” “F1a-11法院”“F1a-12公安部门”为测量题项。采用与因变量相同的编码方式，将选项8“不好说”重新编码为3“一般”，从而使原先的李克特四点计分转换成五点计分，即1表示“完全不信任”，2表示“不太信任”，3表示“一般”，4表示“比较信任”，5表示“非常信任”。政治信任作为一个整体变量，还需要对这些题项进行加总、求均值处理。

3.中介变量——政府绩效

中介变量是自变量对因变量产生影响的实质性原因，即自变量只有通过中介变量才能对因变量产生作用。政府绩效可能是政治信任向政治认同转化的中介变量，测量题项为CSS2019问卷中“G3您认为政府下列方面的工作做得好不好”，具体包括“提供医疗卫生服务”“为群众提供社会保障”“保护环境，治理污染”“保障公民的政治权利”“打击犯罪，维护社会治安”“廉洁奉公，惩治腐败”“依法办事，执法公平”“发展经济，增加人们的收入”“扩大就业，增加就业机会”“政府信息公开，提高政府工作的透明度”“有服务意识，能及时回应百姓的诉求”“提供优质教育资源，保障教育公平”“保障食品药品安全”等十三道题目，按照与因变量相同的数据处理方式对这些题目的选项进行重新编码，使1表示“很不好”，2表示“不太好”，3表示“一般”，4表示“比较好”，5表示“很好”；然后进行加总、求均值处理，获得连续型变量“政府绩效”，取值范围是1—5，数值越大，代表政府绩效越高。

4.调节变量——政治参与

与中介变量不同，调节变量的作用在于解释自变量在何种条件下会对因变量产生影响，而且这种作用不是引起因变量变化的关键因素。本文侧重于考量制度化政治参与的调节作用，通过“H1a-2向政府部门反映意见”“H1a-3参加村(居)委会选举”“H1a-4参加所在村居/单位的重大决策讨论”三道题目测量公民政治参与情况，将选项赋值为“参加过=1，没有参加过=0”，加总后得到定序变量“政治参与”，取值范围是0—3，数值越大，代表公民参与政治生活越积极。

5.控制变量

作为实验变量以外可能影响数据结果的潜在因素，控制变量不仅包括性别、年龄、民族、户口性质、受教育程度等人口统计学变量，还包括政治面貌、社会地位和社会公正。政治面貌与政治认同之间的关联度无可非议，具体选择CSS2019问卷中“A3您的政治面貌”作为政治面貌的测量题项，并重新赋值为“中共党员=1，其他=0”。社会存在决定社会意识，政治认同作为社会意识的组成部分，必然会受到公民的社会存在或社会地位的影响，因而选择“D3a您认为目前您本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次”来测量公民的社会地位。社会公正是政治认同的底线和基本价值取向[34]，与政治认同联系紧密，具体以“F4b4请用1-10分来表达您对现在社会总体公平公正情况的评价，1分表示非常不公平，10分表示非常公平”来测量社会公正。所有变量名称、涉及题项及具体操作和描述性统计见表1。

表1 CSS2019相关变量解释与描述性统计

(三)分析工具与策略

为了探究公民政治信任转化为政治认同会受到何种变量的影响，本文采用SPSS 22.0分析工具进行模型建构。在保持控制变量一致的前提下，统计分析策略分为以下三个步骤：首先，单独研究公民政治信任对政治认同的影响，并观察政治信任对中国共产党的认同、国家认同和价值认同产生影响的差异；其次，添加中介变量——政府绩效，依次验证政府绩效在公民政治信任转化为政治认同及其不同维度的过程中是否存在中介效应，分别计算政府绩效在每条路径中的中介效应占比；最后，引入调节变量——政治参与，探索其在政治信任对政府绩效的影响中是否具有调节作用，并检验其是否会影响政治信任通过政府绩效转化为政治认同的具体路径。

本文主要采用多元线性回归分析模型，数理表达式如下：

y=β0+β1x1+β2x2+…+βjxj+μ

其中，y指因变量，即公民政治认同；xj表示引入的第j个自变量或控制变量，包括政治信任、政治参与、政府绩效、人口学特征变量、政治面貌、社会地位、社会公正等；βj表示第j个自变量或控制变量对应的回归系数；β0为常数项；μ为随机误差项。

四、模型建构与结果分析

在明确分析策略、构建分析模型的基础上，本文依次建立十个模型，分别检验政治信任、政府绩效、政治参与对公民政治认同的不同影响，利用CSS2019的调查数据来判断假设是否成立。

(一)政治信任对政治认同的影响

在控制变量保持一致的前提下，模型一到模型四分别检验了政治信任对政治认同、党的认同、国家认同和价值认同的影响。

模型一的解释力度为6.6%，分析结果表明：政治信任对政治认同存在显著正向影响(p≤0.001)，当公民政治信任每增加一个单位，政治认同会增加0.099倍；控制变量中的性别、户口性质、受教育程度、政治面貌和社会公正对政治认同具有显著影响，性别通过1%的显著性水平检验，其余变量均通过0.1%的显著性水平检验。这说明男性、非农业户口、受教育程度高、政治面貌为中共党员的公民的政治认同水平高于女性、农业户口、受教育程度低、政治面貌不是中共党员的公民；社会总体公平公正情况越好，公民政治认同程度越高。

模型二分析了政治信任对公民对中国共产党的认同的影响，结果显示二者呈显著正相关，当政治信任每增加一个单位，公民对中国共产党的认同相应增加0.158倍，并且通过0.1%的显著性水平检验，验证了假设H1a。控制变量中的年龄、户口性质、政治面貌和社会公正对因变量具备显著正向影响，分别通过0.1%、5%、0.1%和1%的显著性水平检验；其余变量对因变量的影响不显著。

模型三以国家认同为因变量，解释力度为6.8%，表明政治信任对国家认同也存在显著正向影响，即公民政治信任水平每上涨一个单位，其对国家的认同度会随之提升0.136倍，并且这种影响通过了0.1%的显著水平检验，假设H1b成立。在控制变量中，年龄和社会公正(p≤0.001)、受教育程度(p≤0.01)、户口性质和政治面貌(p≤0.05)对政治认同的显著正向影响由大到小排列。

模型四的解释力度为6.5%。虽然模型四的分析结果表明政治信任对价值认同存在正向影响，但是这种影响力并不显著，假设H1c不成立。这可能是因为公民价值认同不仅受到政治信任的影响，还与历史文化传统、后物质主义价值观、代际更替等因素密切相关，质言之，公民政治信任不是引起价值认同变化的关键变量。控制变量中的性别、年龄与公民价值认同呈显著负相关，户口性质、受教育程度、政治面貌和社会公正与价值认同呈显著正相关，这表明男性、年轻者、非农业户口、受教育程度高、政治面貌为中共党员的公民对社会主义核心价值观的认同度高于女性、年长者、农业户口、受教育程度低、政治面貌不是中共党员的公民；社会总体状况越公平公正，公民价值认同程度越高。

横向比较模型一至模型四，可以发现，公民政治信任与其对中国共产党和国家的认同存在更为紧密的联系，与价值认同的联系较为薄弱一些，这说明公民政治信任更有可能转化为其对中国共产党的认同和国家认同，而公民对政治价值的认同受到多重因素影响，制约了公民政治信任转化为价值认同的效能。社会公正在四个模型中对不同的因变量都具有显著正向影响，分别通过0.1%、1%、0.1%、0.1%的显著性水平检验，表明社会公正在培育公民政治认同进程中发挥着重要作用。因此，在强化公民政治认同以及政党认同、国家认同和价值认同时，必须注重社会公正对其产生的积极作用。模型一至模型四的分析结果见表2。

表2 政治信任对政治认同的多元回归分析

(二)中介效应检验

模型五至模型八分析了政府绩效对政治认同及其不同维度的影响(见表3)，在此基础上进一步检验政府绩效在公民政治信任向政治认同转化过程中能否发挥中介效应(见表4)。

模型五的分析结果表明，政府绩效对政治认同具有显著正向影响(p≤0.001)，当政府绩效每增加一个单位，政治认同相应增加0.05倍；控制变量中性别、户口性质、受教育程度、政治面貌和社会公正对政治认同具有显著影响，这个结果与模型一相似，表明政府绩效对政治认同的影响不受上述变量制约。模型六至模型八进一步考察政府绩效对政党认同、国家认同和价值认同的影响，分析数据表明：政府绩效对公民对中国共产党的认同和国家认同具有显著正向影响(p≤0.001)，对价值认同不具有显著影响，这是因为政治信任对价值认同的影响不显著，政府绩效作为一个中介变量，在二者关系中承担的作用更是微乎其微；控制变量中年龄、户口性质和政治面貌对不同的因变量都具有显著影响，即年长者、非农业户口、中共党员的政党认同和国家认同高于年轻者、农业户口和非中共党员。

表3 政府绩效对政治认同的多元回归分析

检验中介效应的关键在于判断自变量对中介变量的效应和控制自变量后中介变量对因变量的效应的乘积是否等于0。乘积等于0，说明不存在中介效应；乘积不等于0，说明存在中介效应。中介效应的检验方法主要有依次检验法、Sobel法和Bootstrap法。根据温忠麟、叶宝娟的观点，如果检验结果都显著，则采用依次检验法；如果检验结果存在至少一个不显著，则采用Bootstrap法[35]。本文在已知公民政治信任对政治认同及其不同维度的总效应(c)、控制政治信任的影响后判断政府绩效对政治认同及其不同维度的效应(b)、控制政府绩效的影响后判断政治信任对政治认同及其不同维度的直接效应(c’)的基础上，分析政治信任对政府绩效的效应(a)，并按照检验流程判断政府绩效是否存在中介效应，如果存在，则根据公式Effectm=ab/c计算该中介效应占总效应的比例。

表4 政府绩效的中介效应

表4结果显示，政府绩效在公民政治信任向政治认同转化过程中起到部分中介效应，这种效力占据总效力的20.35%，假设H2成立。具体而言，政府绩效在公民政治信任转化为对党的认同、国家认同过程中起到部分中介作用，中介效应占总效应的比例分别为25.51%和18.67%；而政府绩效在公民政治信任向价值认同的转化过程中不存在中介效应，因为政治信任影响价值认同的总效应不显著，且检验系数a和b中存在一个不显著，经过Bootstrap法检验，政治信任通过政府绩效对价值认同的间接效应的95%置信区间为[-0.027，0.043]，包含0值，未通过显著性检验。

(三)调节作用检验

政治参与作为调节变量，在政治信任与政府绩效的关系中具有显著影响(B=0.043，p≤0.001)，模型九验证了这一观点。为了直观地解释政治参与在政治信任和政府绩效关系中的调节作用，本文以M+SD为标准，将所有受访者依据政治参与总分高低划定为低分组和高分组，分别检测两组的政治信任与政府绩效关系的不同斜率，并绘制交互效应图(如图2)。对于政治参与度较低的群体，其政治信任对政府绩效具有显著的正向预测作用；而对于政治参与度较高的群体，其政治信任对政府绩效同样具有正向影响。通过比较两组的斜率差异，可以发现，政治参与度低的公民的政治信任对政府绩效的正向影响大于政治参与度高的公民，这可能是因为政治参与通常伴随政治效能感、政治认知、社会资本等因素，而政治参与度低的公民在政治效能感、政治认知、社会资本等方面比较薄弱，与政府的接触比较少，在评价政府绩效时参考点不多，因而其对政府的信任程度成为主要依据。虽然，政治参与度低的公民通常对政治的敏感度较低，但当其被某些事件唤醒，有可能成为潜在的积极的政治参与者，从而形成强大的政治参与力量，这在一定程度上可以说明政治参与度低的公民受到政治信任影响评价政府绩效的力度大于政治参与度高的公民。

图2 政治信任、政治参与对政府绩效的交互作用

模型十以政治认同为因变量，以政治信任为自变量，以政府绩效为中介变量，以政治参与为调节变量，分析结果表明：政治参与对政治认同具有显著正向影响(p≤0.001)，当政治参与每增加一个单位，政治认同相应增加0.129倍；政治信任与政治参与的交互项对政治认同的作用也比较显著(p≤0.05)，表明政治参与在公民政治信任转化为政治认同过程中也具备明显的调节作用，验证了假设H3。政治参与具备调节作用的分析数据见表5。

表5 政治参与的调节作用

五、结论与建议

作为公民的主观政治态度，政治信任与政治认同体现为由浅到深的层次结构，前者向后者转化会受到多种变量的影响。基于2019年中国综合社会调查(CSS)问卷的数据分析，可以发现：

政治信任是政治认同的来源和基础，政治认同是公民政治信任的深化。公民政治信任与政治认同之间呈正相关，但不是简单的线性相关。从政治信任与政治认同不同维度的关系来看，公民政治信任与其对中国共产党的认同的正相关性最为显著，国家认同次之，而价值认同与政治信任不存在显著相关性，因此，假设H1a、假设H1b成立，假设H1c不成立。

政府绩效是公民政治信任转化为政治认同的中介变量，中介效应占比20.35%，假设H2成立。公民政治信任程度越高，政府绩效越令人满意，公民对中国共产党的认同和国家认同程度越高。

政治参与不仅在政治信任与政府绩效的关系中具备显著的调节作用，而且会影响通过政府绩效发生作用的政治信任与政治认同的关系，假设H3成立。

党的十八大以来，习近平强调要“不断增进对中国共产党领导和中国特色社会主义的政治认同、思想认同、理论认同、情感认同”[36]。结合CSS2019的分析结果，党和政府应从以下几个方面夯实公民政治信任基石，强化公民政治认同，为实现中华民族伟大复兴凝心聚力。

第一，政治信任是政治认同的基础，提升公民政治信任是保障其转化为政治认同的前提条件。既有研究表明，中国的政治信任保持在较高水平[37]，表1中的数据也证明了这一点，公民政治信任的均值为3.90(取值范围1—5)。作为政治信任的客体，政府坚持将人民群众的利益置于首位。树立良好的政府形象，是获得公民政治信任的最有效途径。政府应想民之所想、办民之所需，通过提高治理绩效、净化政治环境、强化政府透明度等策略来提升公民政治信任水平；通过完善利益表达渠道、增强政府回应性等方式提升政府公信力，不断积累公民政治信任的总量，促使其实现向政治认同转化的质的飞跃。

第二，推动政府绩效稳步增长，是加快公民政治信任向政治认同转化的关键环节。从理论上看，绩效是成本与收益之间的关系，降低成本、增加收益是提升绩效的两种途径，提升政府绩效亦是如此。为了全方位提高政府绩效，各级政府应关注如何提升政府治理活动的总效益，即如何更好地满足人民对美好生活的需要；坚持以人民为中心的发展理念，扎实做好“六稳”“六保”工作，实现政治、经济、社会等多种绩效的融合性发展，着眼于满足公民对生态环境治理、精神文化建设等高层次的公共服务需求和对社会公平公正、社会保障的现实需要，逐渐弥合公民政治期望与实际获得之间的落差，从而为获得更高水平的政治信任、培育良好的政治认同奠定重要基础。

第三，扩大公民有序政治参与，是新时代强化公民政治认同的必由之路。不同的参与形式会产生不同的效果，只有有序的政治参与才能实现政治稳定和发展。为了扩大公民有序政治参与，政府应持续推进经济建设，不断调整收入分配结构，保障经济发展成果由全民共享，夯实公民参与政治生活的物质基础；以民主恳谈会、听证会为抓手，多层次、多方面拓宽公民政治参与渠道，丰富政治参与形式和内容，增强公民政治参与的便利性。

第四，维护和促进社会公平正义，营造“自由、平等、公正、法治”的社会环境，是提升公民政治认同不可或缺的重要举措。正义是政治认同的内核维度，维系社会公平正义是巩固公民政治认同的重要途径。各级政府和司法机关应把公平正义的价值追求贯穿于治理活动和司法活动的各领域和全过程，不仅要做好扫黑除恶、平安中国建设等重要工作，还要时刻关注并及时解决人民群众反映强烈的社会不公正问题，努力达成以社会公正浸润人心的效果，为强化公民政治认同营造良好的社会氛围。

本文研究了公民政治信任能否转化为政治认同、具体转化为哪些认同、转化过程受到何种因素影响等问题，在公民政治信任与政治认同的转化关系上作了有益的探讨，同时也存在一些局限和不足之处：一是文章选择以CSS2019问卷作为数据来源，受限于问卷题项设置情况，侧重于关注政治信任本身对政治认同及其转化过程的影响，而未分析不同类别的政治信任对政治认同的不同影响；二是由于CSS2019问卷中没有测量非制度化政治参与的题项，所以本文只考察了一般意义上的制度化政治参与和政治信任、政治认同的关系，未对非制度化政治参与对政治信任转化为政治认同的调节作用进行深入探讨；三是在公民政治信任向政治认同转化的过程中，政府绩效仅占有20.35%的中介效应，这说明仍存在其他因素(如政治效能感、生活满意度等)未被纳入当前的研究框架中。今后可以继续探究能够在此过程中发挥作用的重要变量，进一步厘清公民政治信任转化为政治认同的过程机理。