我国居民文化参与的影响因素——基于社会学新制度主义视角

吴延明,雷莎莎,杨 洁

(1.湖南师范大学 公共管理学院,湖南 长沙 410081;2. 湖北科技学院,湖北 咸宁 437100;3. 泰国博仁大学;4.中共中央党校(国家行政学院) 研究生院,北京 100091)

党的二十大报告指出,发展社会主义先进文化,弘扬革命文化,传承中华优秀传统文化,满足人民日益增长的精神文化需求[1]。促进居民文化参与不仅是满足人民精神文化需求的题中之意,也是发展社会主义先进文化的一项重要内容。文化参与是提高公民整体素质、塑造公共价值观和社会凝聚力的认识和实践活动[2]。文化参与不仅是居民的一项重要权利,也是推进社会主义文化强国建设的重要举措。居民的文化参与在满足居民不断增长的精神文化需求的同时,还能增强居民的归属感、认同感,对居民思想价值观念的塑造、增强社会凝聚力具有重要的作用。居民的文化参与不仅能促进文化产业发展、繁荣文化事业,也是国家治理能力和水平的重要体现。然而,现有的研究发现,居民的文化参与在总体上参与不足[3],“参与难”[4]和“弱参与”[5]等问题凸显。如何增强居民的文化参与成为当前文化建设亟待破解的难题,为社会各界所广泛关注。本文试图从社会学新制度主义视角出发,探讨影响居民文化参与的因素,为促进居民的文化参与提供对策和建议。

一、文献回顾

学界围绕着居民的文化参与展开了广泛的讨论。一些学者认为,个体特征是影响居民文化参与的主要因素。陈庚等提出,农村居民公共文化参与低的原因是其对公共文化参与重要性认知不足[6]。陈旭峰研究发现,经济地位、社会地位和文化地位对文化参与的影响在上楼农民和居村农民身上有着不同的表现[7]。魏勇在研究中也发现,生活水平和参与体验能显著提升居民的各项公共文化服务参与水平,其中教育程度对参与行为的促进作用最大[2]。陈波等认为农村居民的文化参与存在效用与精力的双重机会损失,这种机会损失的存在一定程度上抑制了农村居民参与公益性文化活动的热情[8]。熊婉彤等研究发现,公共服务动机是居民文化参与的内生驱动因素[9]。王小章等认为居民与社区的利益关联和情感认同是制约其参与意愿的两大因素[10]。苏林森等提出,收入、消费主义和社会交往对文化消费均具有直接促进作用,且收入通过消费主义和社会交往可间接促进文化消费[11]。

另一部分学者认为居民参与不足的原因是制度缺陷[12]。颜玉凡等提出,社区公共文化参与制度文本的多重缺失以及在制度实践中的执行不力,使得社区居民对文化活动的弱参与在制度上被进一步固化[13]。冯敏良提出只有加强社区与民众之间的利益关联才能真正激活居民社区文化的内在驱动力[14]。杨春娟等认为政府公共文化供给针对性不强,导致农民文化参与的主体意识不强,热情不高[15]。游祥斌等提出,防止无效公共文化服务过度供给和农民急需的公共文化服务产品供给不足,应当按照农民的需求来供给农村公共文化服务产品[16]。

与个体特征和制度因素不同,还有部分学者认为影响居民文化参与的是社会环境。陈波等的研究发现,农村居民文化参与同农村文化空间息息相关[17]。姚华平等提出,农民工社区文化参与状况与他们的交往方式密切相关[18]。李少惠等研究发现,农村公共文化服务弱参与形式逻辑依据不同场域而有所差异[19]。于伟等提出,周边群体和社区文化导向对居民参与社区图书馆有显著的影响[20]。侯志阳等研究发现,月平均休息天数、企业、社区和共青团组织的文化活动供给程度是影响他们文化参与频度的重要因素[21]。陈波等研究提出,公共文化空间的文化氛围对居民的文化参与有显著影响,文化氛围好的公共文化空间能够吸引更多居民前往[22]。

学界围绕居民文化参与展开了广泛的探讨,但仍有可拓展的空间。在研究对象上,当前对居民文化参与的探讨主要集中在农村居民和进城务工人员。在研究视角上,虽然有不少学者关注到了正式制度对居民文化参与的影响,但包括文化在内的非正式制度对文化参与的影响还较少被学界所关注到。本研究从社会学新制度主义视角出发,从制度和文化两个方面着手,探讨公共服务、道德认同与社会信任对居民文化参与的影响。

二、理论与假设

社会学新制度主义认为行动者的行动、利益和偏好都是嵌入在既有的社会制度之中,是由制度所塑造的,行动者的选择会受到正式制度和非正式制度的制约,尤其是社会认知结构、社会规范等非正式制度[23,24]。制度赋予人们身份,它在生活实践中以其凝固性和稳定性给予人们基本范畴上的共识,进而不断强化人们对某些领域和规则的记忆,制约人们的思维方式和行为习惯[25](P63)。居民的文化参与行动嵌入在既有的社会制度之中,受到制度因素的影响。居民在文化参与的过程中对制度有着直接的感受,这个感受反映在对制度的满意程度以及文化参与的持续性上。居民公共服务满意度是对公共服务制度体系的反馈,反映了居民对公共服务制度设计和公共文化服务供给机制的满意程度。居民持续的文化参与建立在体验感和获得感上,而且随着经济社会的发展,居民越来越重视文化参与的体验感和获得感。已有的研究也发现,公共文化服务的供给质量及其带来的体验感知对个体文化参与行为的稳定性具有显著影响[2,26]。居民参与公共文化的途径越多、获得公共服务的层次越丰富、需求越得到满足,对公共服务的满意程度就越高,也就越愿意持续进行文化参与。基于此,本文提出如下假设:

假设1:公共服务满意度越高,居民的文化参与越多。

社会学新制度主义认为同人类行动者的意义框架有关的符号、认知、道德模式等因素,都可以理解为制度,甚至认为文化本身也是制度[27]。制度为人们的阐释和行动提供了道德性或认知性模板,个体因而被视为一种深深嵌入制度中的实体[28]。道德认同和社会信任作为文化要素塑造了人们的认知,内化了人们的偏好和行为选择,为人们的行动提供了模式。人们通过文化参与来满足自身的精神文化需求,获得情感归属和身份认同。在文化参与中,人们往往更愿意去接触符合自己期望的事物,往往也更加愿意和自己熟悉的或者思想道德观念相近的人交往,所以道德认同和社会信任越高的居民更加愿意进行文化参与。因此,本文提出如下假设:

假设2:道德认同越高,居民的文化参与越多。

假设3:社会信任越高,居民的文化参与越多。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究数据来源于中国综合社会调查(CGSS),该调查是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目。2015年CGSS调查在村、居层面,采用目前国内大型社会、经济调查所普遍公认的基于地图地址的抽样方法,对全国478个社区进行了绘图和核图抽样工作。2015年项目调查覆盖全国28个省/市/自治区的478村居,共完成有效问卷10 968份。

(二)变量操作

1.因变量

本研究的因变量是文化参与。本文根据魏勇的研究将文化参与分为阅读参与、视听参与和活动参与三个维度[2]。问卷中通过询问被调查对象空闲时间从事读书/报纸/杂志的频次来测量阅读参与。对于视听参与的测量,问卷中询问过去一年,在空闲时间“看电视或者看碟”“出去看电影”“在家听音乐”“上网”的频次。活动参与采用“参加文化活动,比如听音乐会,看演出和展览”“参加体育锻炼”“现场观看体育比赛”“做手工(比如刺绣、木工)”等4观测指标来测量。各个因变量均为李克特5级量表,从“每天”到“从不”,分别赋值为1-5分,为了方便理解,对其进行反向取值,得分越高表明参与频次越高。同时将上述文化参与三个维度的9个题项进行累加得到总体文化参与指标。

2.自变量

公共服务满意度是本研究的第一个自变量。对公共服务满意度的测量,问卷中通过询问被调查对象“您对我国目前公共服务总体上在各个方面的满意程度如何?”,主要包括“公共服务资源的充足程度”“公共服务资源分布的均衡程度”“获取公共服务的便利程度”以及“公共服务的普惠性程度”4个方面。答案选项从非常不满意到非常满意共5个选项,赋值分别为1-5,得分越高,公共服务满意度在相应维度上越高。对上述4个题项进行累加得到公共服务满意度指标,最小值为4,最大值为20,均值为11.87,Cronbach's α系数为0.89,具有较高的内在一致性。

道德认同是本研究的第二个自变量。问卷中询问被调查对象“如果别人有以下行为,您的反应/看法是怎样的呢?”,题项主要包括“在公众/共场合大声喧哗”“吸烟者在非吸烟者前面或附近吸烟”“随地吐痰”“随手扔垃圾”等10个方面,选项从“不反感”到“很反感”分别赋值1到5,得分越高在相应维度上的道德认同越强。将这10个选项进行累加得到道德认同指数,最小值为10,最大值为50,均值为42.98,Cronbach's α系数为0.91,具有较好的内在一致性。

本研究的第三个自变量是社会信任。对于社会信任的测量,在问卷中询问“在不直接涉及金钱利益的一般社会交往/接触中,您觉得下列人士中可以信任的人多不多呢?”,题项主要包括“(近)邻居”“同村的同姓人士”“亲戚”“同事”“老同学”“陌生人”等13个方面。选项从“绝大多数不可信”到“绝大多数可信”共5个,赋值分别为1-5,得分越高在相应维度上的信任越强。对13个题项进行加总得到社会信任指标,最小值为13,最大值为65,均值为38.05,Cronbach's α系数为0.90,具有较好的内在一致性。

3.控制变量

性别、年龄、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平以及语言能力是本研究的控制变量。性别以女性为参照处理成虚拟变量,男性=1,女性=0。年龄为连续变量。受教育程度转换为受教育年限,为连续变量。收入为连续变量,取对数处理。政治面貌为分类变量,处理成虚拟变量,党员=1,非党员=0。健康水平指的是对目前身体健康状况的评价,为连续变量。语言能力是指说普通话和听普通话的能力,为连续变量。表1为各个变量的描述性统计。

(三)分析模型

本研究主要探讨的是公共服务、道德认同以及社会信任对居民文化参与的影响。因变量文化参与为连续型变量,故采用多元回归统计方法进行分析,具体模型如下:

Y=β1public service +β2social trust+β3moral identity+β4controls

在上述模型中,Y表示文化参与,public service表示公共服务,是social trust 表示社会信任,moral identity表示道德认同,controls表示控制变量,β表示各个变量的系数。

四、实证分析

(一)总体文化参与的影响因素分析

表2为公共服务、道德认同、社会信任与总体文化参与的回归结果。模型1表明,与女性相比,男性居民的总体文化参与更低(p<0.001)。随着年龄的增加,居民的总体文化参与也会随着降低(p<0.001)。居民的受教育程度越高,其总体文化参与也更多(p<0.001)。收入对居民总体文化参与具有显著的促进作用(p<0.001)。与非党员的居民相比,政治面貌为党员的居民总体文化参与更高(p<0.001)。健康水平(p<0.001)和语言能力(p<0.001)均会显著促进居民的总体文化参与。模型1还表明,公共服务对居民的总体文化参与具有显著的影响(p<0.001),在控制了其他变量的情况下,公共服务满意度每提高1个单位,居民的总体文化参与提高0.045个单位,假设1得到支持。模型2表明,道德认同对居民总体文化参与具有显著的正向影响(p<0.001),道德认同每提高1个单位,居民的总体文化参与提高0.046个单位,假设2得到支持。模型3显示,在控制了其他变量的情况下,社会信任每提高1个单位,居民的总体文化参与提高0.033个单位(p<0.001),假设3得到验证。模型4将控制变量、公共服务、道德认同以及社会信任同时纳入模型,结果同样显示,公共服务、道德认同和社会信任对总体文化参与具有显著的影响。本部分对总体文化参与进行了分析,后文将对文化参与的各个维度进行进一步讨论。

表2 公共服务、道德认同、社会信任与总体文化参与的回归结果

(二)阅读参与的影响因素分析

表3为公共服务、道德认同、社会信任与阅读参与的回归结果。模型1显示,性别、年龄、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平以及语言能力对阅读参与具有显著的影响。具体来看,男性的阅读参与比女性更高(p<0.01)。年龄对居民的阅读参与具有正向影响(p<0.001),年龄越大,居民的阅读参与越多。受教育程度对我国居民的阅读参与具有显著的促进作用(p<0.001),受教育程度每提高1年,我国居民的阅读参与提高0.133个单位。收入能够正向预测居民的阅读参与(p<0.001),收入越高,阅读参与也越高。与非党员相比,政治面貌为党员的居民阅读参与更高(p<0.001)。居民的健康水平对其阅读参与具有显著的促进作用(p<0.001)。语言能力对居民的阅读参与具有显著的促进作用(p<0.001),语言能力每提高1个单位,阅读参与提高0.069个单位。

表3 公共服务、道德认同、社会信任与阅读参与的回归结果

模型1还显示,在控制了其他变量的情况下,公共服务对居民的阅读参与具有显著的正向影响(p<0.001),居民对公共服务满意度每提高1个单位,其阅读参与提高0.015个单位。模型2为控制变量与道德认同对阅读参与的回归模型。结果显示,在控制了其他变量的情况下,道德认同对居民的阅读参与具有显著的正向影响(p<0.001),道德认同每提高1个单位,居民的阅读参与提高0.013个单位。模型3表明,在控制了其他变量的情况下,社会信任对居民的文化参与具有显著的促进作用(p<0.001),社会信任每提高1个单位,居民的阅读参与提高0.007个单位。模型4将控制变量、公共服务、道德认同和社会信任同时纳入模型,结果表明,公共服务、道德认同和社会信任对居民的阅读参与均具有显著的促进作用。

(三)视听参与的影响因素分析

表4为公共服务、道德认同、社会信任与视听参与的回归结果。模型1为控制变量和公共服务对居民视听参与的回归模型。结果表明,性别、年龄、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平以及语言能力对居民的视听参与均具有显著的影响。与女性相比,男性的视听参与低0.377个单位(p<0.001)。居民的视听参与会随着年龄的增加而减少(p<0.001)。受教育程度对居民的视听参与具有显著的正向影响(p<0.001),受教育程度每增加1年,视听参与提高0.241个单位。收入能显著促进居民的视听参与(p<0.001)与政治面貌为非党员的居民相比,党员的视听参与更多(p<0.001)。健康水平能正向预测居民的视听参与(p<0.001),健康水平每提高1个单位,居民的视听参与增加0.136个单位。语言能力对居民的视听参与具有显著的促进作用(p<0.001),语言能力越强,居民的视听参与越高。公共服务对居民的视听参与具有显著的正向影响(p<0.05),居民的公共服务满意度每提高1个水平,其视听参与提高0.016个单位。

表4 公共服务、道德认同、社会信任与视听参与的回归结果

模型2显示,道德认同对居民的视听参与具有显著的促进作用(p<0.001),居民的道德认同越高,其视听参与越多。模型3表明,社会信任能正向预测居民的视听参与(p<0.001)。在控制了其他变量的情况下,社会信任每提高1个单位,居民的视听参与提高0.013个单位。模型4将控制变量、公共服务、道德认同和社会信任同时纳入模型,结果表明,公共服务对居民的视听参与没有显著的影响,而道德认同和社会信任对居民的视听参与仍具有显著的正向影响。

(四)活动参与的影响因素分析

表5为公共服务、道德认同、社会信任与活动参与的回归模型。模型1显示性别、年龄、受教育程度、收入、政治面貌、健康水平和语言能力均对活动参与具有显著的影响。具体来看,男性的活动参与比女性更低(p<0.001)。随着年龄的增加,居民的活动参与也相应增加(p<0.01)。受教育程度对居民的活动参与具有显著的促进作用(p<0.001),受教育程度越高,居民的活动参与越多。收入的增加能促进居民的活动参与(p<0.001)。与非党员相比,政治面貌为党员的居民活动参与更高(p<0.001)。健康水平能正向预测居民的活动参与(p<0.001),健康水平越高,居民的活动参与越多。语言能力对居民的活动参与具有显著的促进作用(p<0.001)。公共服务对居民的活动参与具有显著的正向影响(p<0.001),公共服务满意度每提高1个单位,居民的活动参与提高0.022个单位。

表5 公共服务、道德认同、社会信任与活动参与的回归结果

模型2显示,道德认同对居民的活动参与没有显著影响。模型3表明,社会信任对居民的活动参与具有显著的正向影响(p<0.001),在控制了其他变量的情况下,社会信任每增加1个单位,居民的活动参与提高0.023个单位。模型4同时将控制变量、公共服务、道德认同和社会信任纳入到回归模型中,结果表明,公共服务和社会信任对居民的活动参与均具有正向影响。

五、结论与建议

居民的文化参与对提高全社会文明程度,满足人们精神文化需求具有重要的作用。面对当前居民文化参与不足的情况,本研究基于社会学新制度主义视角,利用CGSS2015调查数据建立多元回归模型探讨了公共服务、道德认同和社会信任对居民文化参与的影响。结果表明,居民的文化参与受到制度因素的影响。公共服务、道德认同和社会信任对居民的文化参与具有较好的解释力。具体来看,公共服务、道德认同和社会信任对居民的阅读参与均具有显著的促进作用。公共服务、道德认同以及社会信任能显著提高居民的视听参与。公共服务以及社会信任能正向预测居民的活动参与。

基于以上发现,本研究提出以下几个建议:

一是个体层面。研究表明,受教育程度、收入、健康水平以及语言能力等对居民的文化参与具有显著的影响。受教育程度越高,居民的精神文化需求的种类越多、层次越丰富、内容越专业,文化参与越高。大力发展教育,提高全社会教育水平,发挥教育在文化发展中的作用。提高居民的可支配收入,支持和鼓励居民文化消费,拓展文化市场,促进文化产业发展,为参与多样化的文化活动提供可能。全面实施健康中国战略,提高居民健康水平,增强居民参与多样化文化的能力。加快推进普通话普及,提高居民的沟通交流能力,减少文化参与过程中的阻碍,提高文化参与能力。同时要不断提高居民对文化参与重要性的认识。

二是公共服务建设方面。要不断完善公共服务制度体系建设,健全公共服务体制机制。加强法律建设,不断完善相关法律法规,保障居民文化参与权利。完善公共服务基础设施建设,让更多居民更加便捷、有效获取公共服务。健全现代公共文化服务体系,不断完善公共文化服务供给机制,加快发展文化产业,繁荣文化事业,不断满足居民多元化、多层次的文化需求。要不断促进公共服务均衡化发展,积极推进城乡基本公共服务均等化。引导和鼓励居民积极参与公共文化建设,拓展居民公共文化参与渠道,建立公共服务反馈机制,营造社区文化参与氛围,加强国家科普能力建设,积极开展丰富多彩的文化活动,深化全民阅读活动。

三是文化建设方面。不断提高全社会文明程度,加快实施公民道德建设工程,加强居民道德建设,增强道德认同,提高全社会道德水平。加强精神文明建设,将德治与法制有机结合。加强社会主义核心价值观宣传,发挥社会主义核心价值观的引领作用,凝聚社会共识。社区要积极开展精神文化创建活动,鼓励居民积极参与社区活动,形成讲文明、树新风的良好氛围。同时要发挥榜样人物的引领作用。社会信任有助于减少人际交往的成本,进而促进居民的公共文化参与。要弘扬诚信文化,健全诚信建设长效机制。不断加强社会信用体系建设,加强诚信教育,营造诚信氛围,提高全社会的信任水平。