*本文系教育部重大攻关项目“地方政府改革与深化行政管理体制改革研究”，项目编号为06JZD0033。

　　［摘要］本文以南京市为个案，通过交互分析、方差分析、多元回归分析等统计分析方法，对公民对政府的信任状况与公民参与意识状况进行了实证分析。研究发现：公民对政府的信任度与公民参与意识之间有密切关联且呈正相关关系；在各背景变量中，年龄、收入、文化程度、职业与政治面貌对政府与公民之间的信任关系有显著影响。在此基础上，本文探讨了提高公民对政府的信任度从而提高公民参与积极性的有效途径。
　　［关键词］政府信任； 公民参与意识；方差分析；多元回归分析
　　［中图分类号］D035.1［文献标识码］ A［文章编号］1006-0863（2008）08-0121-05

 　 一、相关理论与研究概况
　　在公共管理的互动过程中，公民扮演了不同的角色，如服务对象、顾客、被管制者、参与者、诉讼当事人等。^［1］不同的情境下，公民所扮演的角色不同，他们对公共管理的评价也是复杂多样的。比如，有时作为一般公民，他们可能认为政府是浪费的、不可信任的或缺少回应的；有时作为服务对象，他们又有可能认为政府的服务是令人满意的；有时作为被管理对象，他们也有可能对政府的管理感到很不适应。公民对政府的认同或不认同会影响到政府与公民的信任关系。另外，政府部门以不同的政策，不同的管理方式、方法对待公民，也会影响到政府与公民的信任关系。可见，对政府信任或不信任产生的深层次原因在于公众对于政府的期望与认知之间的落差大小。一方面，为了获得公民对政府基于内心的认同和服从，政府需要通过广泛、持久和深层次的公民参与，以保证政府不背离公民的利益，满足公民向政府提出的各种政治要求的期待。另一方面，在政府与公民的信任关系良性循环的情形下，公民的参与意识会明显增强，公民之间可以相互平等、畅所欲言地交流对政府现象和公共事务的看法，这有助于增强政府的代表能力和回应能力，提高政府决策与执行的质量。如果政府与公民间滋生不信任关系，会致使公民为了自我保护而倾向于减少政治交往、参与和合作，从社会之中回到自我封闭的世界。如果这种对政府的相对隔绝、疏远和排斥持续存在，必然导致合法性危机。由此观之，如果从公民参与意识角度关注政府与公民信任关系的重建，对于增强政府的合法性、维护政治秩序的稳定和国家的长治久安具有重要意义。
　　国内外学者对政府与公民信任关系的研究颇丰。国外学者如什托姆普卡(Piotr Sztompak)、罗森布鲁姆(David H．Rosenbloom)、赫梅尔(Ralph Hummel)、汤普森(Victor Thompsonl)、古德塞尔(Charles Ooodsell)等人在其著作中都对有关政府与公民的信任关系作过较深入的研究。国内学者张康之对政府与公民之间的信任关系做过深层面的理论探讨。他根据农业社会、工业社会和后工业社会的基本历史形态以及熟人社会和陌生人社会的交往和人际历史形态，提出将信任区分为“习俗型信任”、“契约型信任”和“合作型信任”三种类型。^［2］这是对于信任理论的一种全新的诠释和解读。国内其他学者如何显明、乔耀章、李砚忠、王和平等也对此问题也有过精辟的论述。然而，对于公民对政府的信任度是否以及在多大程度上会对公民参与公共事务的意识产生影响这一重要问题，国内外学者似乎缺少必要的关注，对我国有些地方做实证层面的分析则更为少见。
　　本文以南京市为研究个案，通过了解真实世界中公民参与公共事务意识的现状，探讨政府信任与公民参与意识的关联性，挖掘出影响和制约政府与公民之间信任关系的深层原因及其背后的逻辑。这有利于为我国其他城市政府与公民之间信任与合作互动的建构以及公民参与精神的培育提供一个基本分析框架和可资借鉴的模式选择，有利于丰富政府信任理论的研究视角，拓展政府信任理论的研究范围，进一步促进公共管理理论的发展。
　　 本文所依据的数据资料来自于2006年5月在南京市所作的“社会资本与公民文化调查”的一部分。本次调查的抽样方法采用多阶段抽样法，多阶段抽样过程中又采用分层抽样法、简单随机抽样法、定额抽样法、系统（等距）抽样法、户内抽样法（“Kish选择法”）等多种抽样方法。考虑到样本总体的规模，抽样的精确性，总体的异质性程度以及研究者所拥有的经费、人力和时间等因素，本次调查共发放问卷550份，最后共回收问卷478份，回收率达86.9%；在对原始问卷进行逻辑检查和幅度检查后，去掉废问卷11份，还有467份，因此最后的有效回收率达84.9%。
　　在本次调查的对象中，男性占53.3％，女性占46.7％。从文化程度来看，小学及以下的占27.2％，初中占28.1％，高中占11.1％，中专、中技、职高占11.8％，大专占9.0％，本科占10.3％，研究生及以上学历的占2.4％，缺省的占0.2％。在年龄方面，18～19岁占3.4％，20～29岁占21.8％，30～39岁占23.3％，40～49岁占21％，50～59岁占17.1％，60岁及以上占13.3％。本次调查的样本在性别与文化程度方面都与《南京市2005年人口抽样调查主要数据公报》中的样本比例比较接近，而其他背景变量的分布也比较合理，因此本次调查的样本对于南京市公民群体而言具有一定的代表性。
 　 二、研究分析与研究发现
　　当代西方参与式民主理论的主要代表佩特曼和麦克弗森认为，对自由的平等权利和自我发展只能在“参与型社会”中才能实现。这个社会培植政治效率感，培养对集体或公共问题的关心，有助于形成一种有足够知识能力的公民，他们对统治过程保持持久的兴趣。^［3］显然，公民参与能够促进公民之间的讨论与协商以及社会多元主体之间的沟通与互动。而公民参与的力度和广度在很大程度上又是由公民参与意识决定的。正如帕特南所说，“公民精神较高、社会资本较发达的地方，人们推崇团结、公民参与和社会整合，他们彼此信任对方办事公正，并遵守法律；而在‘没有公民精神的’或‘无公民心’的地方，公共事务则被看成是“老板”或“政治家”的事，而不是自己的事。在这种恶性循环中，每个人几乎都感到无能为力，有被剥夺感和不幸福感。”^［4］南京市公民参与意识的状况到底如何呢？对此，我们作过深入调查。
　　对于在条件允许的情况下，公民是否愿意“担任人大代表参政议政”的调查中，有41.6%的公民表示“比较愿意”，3.2%的公民表示“很愿意”。但也有15.2%、37.8%与2.1%的公民对这两种说法表示“无所谓”、“不太愿意”或“很不愿意”。当问到公民“是否愿意参加政府举办的各种听证会（如价格听证会）”时，有46.4%的公民表示“比较愿意”或 “很愿意”， 41%的公民则表示“无所谓”，此外有9.7%与3%的公民则表示“不太愿意”或“很不愿意”。
　　对于“我会主动关心南京市政府的重大举措（如构建和谐南京等）”这种说法，有54.4%的公民表示“比较同意”或“非常同意”。但也有近一半的公民对这两种说法表示“无所谓”、“不太同意”或“很不同意”。而对于“为了有效监督公共政策的执行，我必须在平时多参与公共事务” 这种说法，则分别有38.1%和12.4%的公民表示“比较同意”或“非常同意”；但也分别有26.6%、18.4%与4.5%的公民对这种说法表示“无所谓”、“不太同意”或“很不同意”。　　 此外，对于“我乐于和我周围熟悉的人讨论国家和社会最近发生的大事”这种说法，有50.3%的公民表示“比较同意”，5.1%的公民表示“非常同意”； 表示“无所谓”的有18.6%；表示“不太同意”和“很不同意”的则分别有24%和1.9%。对于“我的意见对当地公共事务的决定会产生一定的影响力”这种说法，则只有24.4%的公民表示“比较同意”，9.2%的公民表示“非常同意”，35.8%的公民表示“无所谓”；表示“不太同意”与“很不同意”的分别有23.8%与6.9%。而当问到公民是否同意“我关心时事的程度越高，越能促进社会民主化”这种说法时，则有近半数的公民表示“比较同意”或“非常同意”。对于“我是我居住地方的主人，这个地方的大事小事我都得关心”这种说法，也是半数左右的公民表示“比较同意”或“非常同意”。
　　 南京市公民政治参与意识的现状可以归结为以下两点：其一，当前公民参与意识不断增强。主要表现为：参与意识在南京市公民中得到了迅速的发展；参与意识已涉及到整个政治过程，既有对决策过程的参与意识，也有对执行过程的参与意识，还有对决策和执行进行监督过程的参与。其二，南京市公民对某些公共事务不参与的行为也仍然存在，公民参与态度消极与参与意识冷漠现象仍有一定程度的存在。例如对于“我乐于和我周围熟悉的人讨论国家和社会最近发生的大事”、“我关心时事的程度越高，越能促进社会民主化”、“我是我居住地方的主人，这个地方的大事小事我都得关心”这些说法，有半数左右的公民表示“比较同意”或“非常同意”，但仍有半数左右的公民表示“不太同意”或 “很不同意”。
　　
　　就南京市公民参与而言，在参与意识强与参与意识弱并存之外，还存在着部分公民自主型参与不足的情况。例如对于“我会主动关心南京市政府的重大举措（如构建和谐南京等）”、“为了有效监督公共政策的执行，我必须在平时多参与公共事务”这两种说法，虽然有半数左右的公民表示“比较同意”或 “非常同意”，但仍有半数左右的公民表示“无所谓”、 “不太同意”或 “很不同意”。对于在条件允许的情况下，公民是否愿意“担任人大代表参政议政”的调查中，只有不到一半的公民表示“比较愿意”或“很愿意”，而表示 “无所谓”、“不太愿意”或 “很不愿意”的则超过半数。对于“我的意见对当地公共事务的决定会产生一定的影响力”这种说法，则有大半的公民表示“无所谓”、“不太同意”或 “很不同意”。从这些调查结果表明，部分公民的对公共事务的参与仍具有动员性的性质，这与人民群众是国家的主人这一社会主义本质要求还有较大差距。
　　对公民参与意识的现状分析后，有必要通过交互分析来考察公民对政府的信任度与公民参与意识之间的关联性。
　　如表1所示，在公民对“政府能保障我的权利，并增进我的福利”这种说法的认同度与公民对于“担任人大代表参政议政”的意愿的交互分析中，X2检验说明对这种说法认同度不同的公民在对于“担任人大代表参政议政”的意愿方面有显著的差异。从交互分析表中可以看出，对于这种说法表示“比较同意”或“非常同意”的公民，愿意在条件允许的条件下担任人大代表参政议政的比例比较高；而对这种说法表示“很不同意”或“不太同意”的公民中，愿意担任人大代表参政议政的比例则相对较低。
　　
　　由表2可知，在公民对“大多数政府工作人员都能够把国家和人民的利益放在第一位”这种说法的认同度与公民对于“参加政府举办的听证会”的意愿的交互分析中，X2检验表明对这种说法认同度不同的公民在对于“参加政府举办的听证会”的意愿方面有显著的差异，从交互分析表中可以看出，对于这种说法表示越认同，则愿意参加政府举办的听证会的比例就越高；而对这种说法表示“很不同意”或“不太同意”的公民中，愿意参加政府举办的听证会的比例则相对较小。
　　 接着，以公民对政府的信任度为自变量，以公民参与意识为因变量做方差分析。在方差分析之前，首先计算出公民对政府信任度的平均得分。计算方法是首先给每道选择题的选项赋值，赋值的方法即从1到5分，例如“很不同意、不太同意、无所谓、比较同意、非常同意”分别计1-5分，然后计算这些题的平均得分。在此基础上以3分为界限划分政府信任度，这种分类可能比较笼统且存在很多的局限性，但为了调查与分析的需要，必须采用一种客观的分类标准，否则很难区分公民对政府信任度的高低。［5］接着对公民参与意识的平均得分进行计算，同样对于“很不同意、不太同意、无所谓、比较同意、非常同意”这样的选项分别赋值为“1-5分”，然后计算公民参与意识各题的平均得分。在此基础上，以公民对政府的信任度为自变量，以公民参与意识的均值（平均得分）为因变量做单因素方差分析。
　
　　方差分析后的F检验结果显示，在政府信任度高低两个水平上，公民参与意识的均值有显著差异（P<0.01）。从公民对政府的信任度与公民参与意识的方差分析描述性统计表中可以看出，对政府信任度高的公民比对政府信任度低的公民的参与意识均值高了0.8分。很明显，对政府信任度比较高的公民，参与意识也相对比较积极，因此就会更经常地参与各种公共事务。
　　以上分析表明，公民对政府的信任度会对公民参与意识产生一定的影响，因而改善公民对政府的信任状况，将有助于增强公民参与意识。那么，哪些因素会对公民对政府的信任度产生影响呢？这里以公民背景变量为自变量，以公民对政府的信任度为因变量进行回归分析，以找出影响公民对政府信任的各种因素。在背景变量中的性别、职业、政治面貌和居住地区都是分类变量。虽然也可以应用它们的信息进行线性回归，用以解释因变量的变化，但是必须先将分类变量转换为虚拟变量，然后再将它们引入回归方程，所得到的回归结果才有明确的意义解释。因此在作回归分析之前，首先将定类变量性别、职业、政治面貌与居住地区转化为“0”或“1”的虚拟变量。通过回归分析后得到以下分析结果。
　　由表4可知，回归模型调整的确定系数R2为50.6%，说明模型解释力比较强。F检验对应的概率P值等于0.00，说明模型的整体检验在0.01水平下统计显著。比较回归系数，由上表可见，在各背景变量中，年龄、文化程度、月收入、商业服务业从业人员、个体经营者、工人、农林牧渔劳动者、下岗失业人员与无党派人士的回归系数显著性t检验的概率P值都小于显著性水平0.05，因此这些变量对公民对政府的信任度的影响具有统计显著性。
　 　
　　
　　从回归模型中可以看出，在控制其他变量以后，随着年龄的增长，公民对政府的信任度不断下降。收入方面，收入的提高使公民对政府的信任度不断提高。在学历方面，随着文化程度的提高，公民对政府的信任程度也不断提高。在控制其他变量的情况下，对于不同职业的公民而言，以党政机关科级及以上干部为基变量，商业服务业从业人员和个体经营者对政府信任的均值分别比党政机关科级及以上干部低了0.542分与0.529分；工人对政府信任的均值比党政机关科级及以上干部低了0.447分；农林牧渔劳动者对政府信任的均值比党政机关科级及以上干部低了0.653分；下岗失业人员对政府信任的均值则尤其低，比党政机关科级及以上干部低了0.831分。在政治面貌方面，以中共党员为基变量，无党派人士对政府信任的均值比党员低了0.308分。因此，在各公民背景变量中，年龄、收入、文化程度、职业与政治面貌对政府与公民之间的信任关系有显著的影响。
　　 三、结论与讨论
　　在现代社会中，人们无不处在一个政治体系之中，虽然公民有权利与义务参与公共事务，然而实际情况表明，并非所有的人都关心政治、参与政治，许多人只是被动地存在于政治体系的网络之中，承受其后果。因此，有积极、搭便车、守门员等三种不同类型的公民，分别表现出忠诚、冷漠、疏离等三种行为模式。^［6］而每一个公民在形成这些不同心态和行为类型的背后，是多种因素影响和制约的结果，其中，公民对政府的信任度无疑是制约公民参与意识的深层因素。综合以上的数据和分析，本研究可以得出以下一些结论：
　　首先，公民对政府的信任度会对公民参与意识有一定的影响。在公民对“政府能保障我的权利，并增进我的福利”这种说法的认同度与公民对于“担任人大代表参政议政”的意愿的交互分析中，对于这种说法表示“比较同意”或“非常同意”的公民，愿意在条件允许的情况下担任人大代表参政议政的比例比较高；而对这种说法表示“很不同意”或“不太同意”的公民中，愿意担任人大代表参政议政的比例则相对较低。在公民对“大多数政府工作人员都能够把国家和人民的利益放在第一位”这种说法的认同度与公民对于“参加政府举办的听证会”的意愿的交互分析中，对于这种说法越表示认同，则愿意参加政府举办的听证会的比例就越高；对这种说法表示“很不同意”或“不太同意”的公民中，愿意参加政府举办的听证会的比例则相对较小。由此可见，公民对政府的信任度与公共参与意识有着密切的关联。
　　其次，公民对政府的信任度与公民参与意识之间呈正相关关系。从公民对政府的信任度与公民参与意识的方差分析中可以看出：F检验结果显示，在政府信任度高低两个水平上，公民参与意识的均值有显著差异（P<0.01）。对政府的信任度高的公民比对政府的信任度低的公民的参与意识均值高了0.8分。由此观之，对政府信任度比较高的公民，参与意识也比较积极主动，因此就会更经常地参与各种公共事务。
　　最后，在各背景变量中，年龄、收入、文化程度、职业与政治面貌对政府与公民之间的信任关系有显著影响。在年龄方面，随着年龄的增长，公民对政府的信任度不断下降。在收入方面，收入有正向的影响，收入的提高使公民对政府的信任度不断提高。在学历方面，随着文化程度的提高，公民对政府的信任程度也不断提高。在职业方面，商业服务业从业人员、工人和个体经营者对政府信任度都比较低。而农林牧渔劳动者与下岗失业人员对政府的信任度则尤其低。在政治面貌方面，无党派人士对政府的信任度比较低。
　　福山认为，所有拥有社会资本的群体都存在着某种信任范围，在这种范围内，合作规范是有效的。如果一个群体的社会资本产生了正外部性，那么信任范围就可能比群体本身还要大。^［7］如果要致力于提高公民参与的正外部性，就必须重新构建“合作型政府信任”关系。从政府服务对象的角度考虑，必须特别关注影响政府与公民之间信任关系构建的各种重要的公民背景因素，诸如针对不同年龄、不同职业、不同收入、不同文化程度、不同政治面貌以及不同居住地区的公民，采取不同的信任社会资本培育政策；进一步改善当前公民的收入状况、职业状况以及受教育状况，特别需要关注和改善农林牧渔劳动者、下岗失业人员这两类人群的职业、收入与受教育状况。此外，对于不同政治面貌的公民而言，应进一步培养无党派人士对政府的信任感，对他们在某些方面对政府认识上的误区，做好沟通与引导工作。从政府部门自身的角度考虑，尤其重要的是履行自身职责，改进工作绩效，努力推动经济发展和社会繁荣，改善社会福利水准，以此来不断提高公民的生活满意度。概而言之，政府应把公民的权利落到实处，保护公民权利，同时要培养公民意识、公民精神，倡导公民对公共事务的参与意识。这样，公民意识、公民精神等会逐步深入人心，公民的基本权利也会得到切实保障，由此也将有助于促进“合作型政府信任”的逐步形成，提升政府的治理能力和巩固政治合法性。
　  ［参考文献］
　　［References］
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　　［7］ Francis Fukuyama. Social Capital and Civil Society. International Monetary Fund Working Paper, 2000.
　　（作者单位：余敏江，苏州大学政治与公共管理学院讲师，苏州　215006；梁莹，北京大学政府管理学院博士后，北京　100871）