宗教信仰对集体行动参与的影响及其机制——基于CGSS 2010数据的实证分析

易承志

(华东政法大学 政治学与公共管理学院，上海 201620)

YI Cheng-zhi

(East China University of Political Science and Law, School of Political Science and Public Administration, Shanghai 201620, China)

宗教信仰对集体行动参与的影响及其机制
——基于CGSS 2010数据的实证分析

易承志

(华东政法大学 政治学与公共管理学院，上海 201620)

现有研究对宗教信仰与集体行动参与之间的关系存在着争议。宗教信仰是否会促进个体的集体行动参与?如果是的话，背后的机制是什么？本文基于CGSS 2010的调查数据，从经验上估计了宗教信仰对集体行动参与的影响及其作用机制。研究发现，宗教信仰倾向对集体行动参与没有显著的影响，而宗教信仰行为对集体行动参与则有显著正向影响。也就是说，仅仅具有宗教信仰但不参与宗教活动并不会对集体行动参与产生显著的影响，而基于宗教信仰的宗教活动参与则会促进集体行动参与。分别对城市与农村两个样本进行验证，宗教信仰行为对集体行动参与的影响仍然不变。进一步的分析证实了宗教信仰行为影响集体行动参与程度的剥夺效应，但未能证实动员效应、赋能效应和信任效应。研究结果表明，宗教信仰行为之所以对集体行动参与存在着显著的正向影响，可能在于宗教信仰有助于强化信仰者的被剥夺感知，从而通过剥夺效应的渠道促进了集体行动参与程度。

宗教信仰倾向 宗教信仰行为 集体行动参与

世俗化理论认为，伴随着现代化进程中的政教分离，宗教将逐渐退回私人领域，在政治中的作用将不断降低。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society(New York: Macmillan, 1967)35; Kenneth D.Wald, Dennis E. Owen, and Samuel S. Hill. “Churches as Political Communities,” American Political Science Review 2(1988)： 531-548.然而，1970年代以来，宗教不仅没有像世俗化理论支持者预期的那样在现代化社会中逐渐消失，反而在全球大多数国家取得了更大的影响力。*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger， “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.近年来，中国的宗教信仰也经历了迅速的发展，信教比例快速上升，出现了“宗教热”的现象。*中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，CGSS)始于2003年，是中国最早开始的全国性、综合性、连续性学术调查项目。数据可以开放获取，参见http://www.chinagss.org/。根据中国综合社会调查(CGSS )的数据, 2006年、2008年、2010年、2012年中国有宗教信仰者的比重分别为13.29%、9.45%、12.91%、14.67%。*阮荣平、郑风田、刘力：《信仰的力量：宗教有利于创业吗?》，《经济研究》2014年第3期。与此同时，随着中国社会转型的深入和社会矛盾的凸显，各类集体行动呈现快速增长趋势，*李秀玫、黄荣贵、桂勇：《城市居民的休闲活动与个人集体行动倾向——基于 CGSS2006数据的分析》，《社会学评论》2014年第3期。并且日益成为影响社会稳定与和谐的突出问题。*吴祖兴、董志强：《感知的不公平如何影响群体事件参与——基于 CGSS 数据的经验研究》，《广东社会科学》2014年第6期。学术界已经从利益冲突、相对剥夺感等视角尝试对影响国内集体行动参与的原因进行了解释，然而，现有研究还很少论及宗教信仰对集体行动参与的影响。本文试图从经验证据上考察如下问题: 宗教信仰是否会导致个体更加积极地参与到集体行动之中? 如果是的话，背后的机制是什么？研究和回答上述问题对于我国建设和谐社会具有重要的现实意义。

为了弥补已有研究的不足，本文利用2010年中国综合社会调查数据(Chinese General Social Survey 2010，以下简称CGSS 2010)考察宗教信仰对集体行动参与的影响及其形成机制。下文的结构如下：第一部分对集体行动的相关文献进行一个简要的梳理；第二部分是理论分析与研究假设；第三部分介绍宗教信仰影响集体行动参与的数据和变量设计；第四部分是宗教信仰影响集体行动参与的模型设定和数据分析结果；最后是本文的结论部分。

一、研究综述

(一)集体行动参与的影响因素

集体行动也被称为“集体抗争”、“群体性事件”、“社会冲突”、“社会运动” 等，*魏万青：《情感、 理性、 阶层身份：多重机制下的集体行动参与——基于CGSS 2006数据的实证研究》，《社会学评论》2015年第3期。描述的是由多个个体参与的、具有一定社会冲突性的群体聚集行为。这样的行为由于短时间内的人群聚集性、诉求目标和行为表现的冲突性往往会对社会正常行为或秩序造成负面影响，因而一般受到政府的规制。伴随着中国社会转型期集体行动现象的增多，集体行动参与的影响因素也受到了研究者越来越多的关注，现有文献分析了单位制、利益表达、政治信任、效能感、情感、理性与阶层等因素对个体参与集体行动的影响。*冯仕政：《单位分割与集体抗争》，《社会学研究》2007年第3期；王金红、黄振辉：《制度供给与行为选择的背离——珠江三角洲地区农民工利益表达行为的实证分析》，《开放时代》2008年第3期；韩志明：《利益表达、资源动员与议程设置——对于“闹大”现象的描述性分析》，《公共管理学报》2012年第2期；谢秋山、许源源：《“央强地弱”政治信任结构与抗争性利益表达方式——基于城乡二元分割结构的定量分析》，《公共管理学报》2012年第4期；魏万青：《情感、 理性、 阶层身份：多重机制下的集体行动参与——基于CGSS 2006数据的实证研究》，《社会学评论》2015年第3期；谢秋山、陈世香：《政治效能感与抗争性利益表达方式——基于CGSS 2010的定量研究》，《甘肃行政学院学报》2014年第3期。实际上，已有研究关于集体行动参与的影响因素可以归纳为客观和主观两个层面，前者包括制度、利益等因素，后者包括公平感、信任感等文化心理因素。例如，俞志元基于对三个健康领域集体性抗争案例的分析，发现集体行动组织的能力、使用策略、诉求和政治机会结构对集体行动的结果产生了影响。*俞志元：《集体性抗争行动结果的影响因素——一项基于三个集体性抗争行动的比较研究》，《社会学研究》2012年第3期。上述因素更多涉及影响集体行动参与的客观因素。文化心理等主观因素对集体行动参与的影响也为研究者所重视。格尔(Gurr)从相对剥夺感的视角，认为感受相对剥夺所形成的不公平感是个体参与集体行动的一个基本心理因素。*Ted Gurr， Why Men Rebel (Princeton: Princeton University Press， 1970).李连江的研究发现，中国农民对中央政府的高度信任及对地方政府的较低信任，促使农民参与表现为集体上访、抗税等形式的集体行动。*Lianjiang Li, “Political trust in rural China,” Modern China 3.2(2004): 228-258.芬克尔(Finkel)等对个人影响力感知与集体政治行动之间的关系进行了分析，认为对个人影响公共产品供给感知能力越强的人越有可能参与集体政治行动，不管这些集体政治行动是不是合法的。*Steven E.Finkel, Edward N. Muller, and Karl-Dieter Opp，“Personal Influence, Collective Rationality, and Mass Political Action,” American Political Science Review 83.3(1989): 885-903.从现有文献的分析来看，研究者在继续关注客观因素影响集体行动参与的同时，对影响集体行动参与的主观因素给予了越来越多的重视。

(二)宗教信仰对集体行动参与的影响

宗教信仰作为集体行动参与的一个可能影响因素，既包括主观的宗教信仰倾向，又包括客观的宗教信仰行为。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society (New York: Macmillan, 1967) 25; Frederick C.Harris, “Something within: Religion as a Mobilizer of African-American Political Activism,” Journal of Politics 56.1(1994): 42-68.国外研究者对宗教信仰与集体行动之间关系的研究已经有了较多的成果。然而，对于宗教信仰与集体行动之间的具体关系，仍然存在着争议。一种观点认为，宗教信仰对集行动起到缓和与镇静作用，减少了集体行动参与。*Gary T.Marx, Protest and Prejudice (New York: Harper & Row, 1967)105.另外一种与之针锋相对的观点认为，宗教是影响集体行动参与的重要因素。例如，亨廷顿不仅断定宗教信仰的差异会造成宏观层面不同文明之间的冲突，*塞缪尔·亨廷顿，周琪等译：《文明的冲突与世界秩序的重建》，北京：新华出版社，1998年，第199页。而且认为宗教信仰是微观层面个体参与集体行动的重要影响因素。*塞缪尔·P.亨廷顿，王冠华、刘为等译：《变化社会中的政治秩序》，北京：生活·读书·新知三联书店，1989年，第36页。库尔科娃(Kulkova)的研究发现，与主观的宗教信仰倾向相比，客观的宗教信仰行为能够更好地预测集体行动参与，参与宗教活动越频繁，参与集体行动也往往越积极。*Anna Y.Kulkova,“Religiosity and Political Participation in Contemporary Russia: A Quantitative Analysis” (December 3, 2014), Higher School of Economics Research Paper, No. WP BRP 20/PS/2014.pp.1-26.哈里斯(Harris)对非裔美国人集体行动参与的实证研究发现，宗教信仰对集体行动参与发挥了组织和心理动员的作用。*Frederick C.Harris, “Something within: Religion as a Mobilizer of African-American Political Activism,” Journal of Politics 56.1(1994): 42-68.还有一种观点则认为，宗教信仰对集体行动没有显著的影响。例如，科利尔与赫夫勒(Collier & Hoeffler)的研究发现，宗教信仰上的分化对国内冲突并没有显著的影响。*Paul Collier, and Anke Hoeffler, “Greed and Grievance in Civil War,” Oxford Economic Papers 56.4(2004): 563-595.近年来，随着中国“宗教热”现象的出现，研究者也开始关注到宗教信仰对集体行动参与的影响，然而在具体观点上同样存在分歧。一种观点支持宗教信仰会减少集体行动参与。该观点认为宗教教义提倡宽容、忍让，信仰宗教相对于不信仰宗教会提升对社会的容忍程度，进而会降低集体行动的参与。*阮荣平、孙永生：《社区宗教性与村民冲突——基于河南嵩县40村的调查分析》，《中国人民公安大学学报》(社会科学版)2012年第1期。另一种与之相对的观点则认为宗教信仰会促进集体行动参与。阮荣平、郑风田和刘力运用2006年CGSS数据对宗教信仰与社会冲突之间关系的分析发现，有宗教信仰者相对于没有宗教信仰者产生冤屈情绪、参与集体行动的概率更高。*阮荣平、郑风田、刘力：《宗教信仰与社会冲突：根源还是工具？》，《经济学季刊》2014年第1期。还有一种观点认为宗教信仰与集体行动参与之间的关系并不是十分确定的。刘明兴等人对全国抽样数据的分析发现，宗教对村民参与集体行动具有一定的动员作用，那些宗教类组织较多的村庄更可能发生10人以上、20人以上的群体性上访，但这种动员效应并不十分稳定，宗教组织也可能发育为“纠调社团”，在维护村庄社会稳定方面发挥积极主动的作用。*刘明兴、刘永东、陶郁、陶然：《中国农村社团的发育、纠纷调解与群体性上访》，《社会学研究》2010年第6期。陶郁和刘明兴的比较案例分析证实，宗教组织只有兼具自主性与嵌入性，才能同时获得群众认可和基层政府认可而具有“交叠权威”，从而通过调解纠纷来消解集体冲突和降低集体抗争。*陶郁、刘明兴：《群众社团与农村基层冲突治理》，《政治学研究》2014年第1期。尽管现有研究已经对宗教信仰与集体行动参与之间的关系进行了一些有意义的探索，但系统的研究仍然较少，*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger, “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.而且已有研究对于两者的具体关系仍然存在争议。不过，总体说来，多数研究倾向于支持宗教信仰对集体行动参与有促进作用。

二、理论分析和研究假设

研究者对宗教信仰影响集体行动参与的方向与机制进行了一定的理论概括工作。哈森克莱维尔与里特伯格(Hasenclever & Rittberger)将宗教信仰对集体行动的影响区分为根源论、工具论和建构论三种解释框架。根源论将不同宗教信仰之间的差异看成是造成集体行动的主要因素；工具论认为宗教信仰分歧可能会加剧集体行动，但集体行动很少由宗教信仰差异造成；建构论则认为集体行动是政治企业家建构合法性与动员的产物。*Andreas Hasenclever and Volker Rittberger, “Does Religion Make a Difference? Theoretical Approaches to the Impact of Faith on Political Conflict,” Millennium-Journal of International Studies 29.3(2000): 641-674.上述三种解释框架都认同宗教信仰对集体行动参与有正向影响。阮荣平、郑风田和刘力将宗教对集体行动的作用概括为冤屈效应和组织效应，其中冤屈效应认为宗教通过对冤屈情绪的影响进而影响集体行动参与，而组织效应认为集体行动的组织是有成本的，宗教因为组织成本较低而会对集体行动产生相应的影响。*阮荣平、郑风田、刘力：《宗教信仰与社会冲突：根源还是工具？》，《经济学季刊》2014年第1期。上述两种解释方式也都承认宗教信仰会促进集体行动参与。阮荣平和孙永生将宗教对集体行动参与的影响区分为情绪效应、阈值效应和协调效应，其中情绪效应认为宗教信仰通过增加冲突情绪对集体行动参与产生正向影响，阈值效应认为宗教通过提高冲突情绪阈值对集体行动参与产生负向影响，协调效应认为宗教通过增加冲突协调机制的可获得性对集体行动参与产生负向影响。*阮荣平、孙永生：《社区宗教性与村民冲突——基于河南嵩县40村的调查分析》，《中国人民公安大学学报》(社会科学版)2012年第1期。从上述分析可以看出，研究者对宗教信仰影响集体行动参与的方向和路径都存在着不同意见，但较多研究者支持宗教信仰对集体行动参与的正向影响之观点。据此，本文提出以下假设：H1.宗教信仰对集体行动参与有促进作用。

基于我们对宗教信仰与集体行动参与关系的分析，综合现有研究对宗教信仰促进集体行动参与机制的分析，我们认为，宗教信仰可能通过为有宗教信仰者提供动员结构、增强信仰者内在效能感、提供信任网络以及增强被剥夺感知四条渠道而促进集体行动参与。本文将上述四条渠道分别称为宗教信仰的动员效应、赋能效应、信任效应和剥夺效应，并分别提出以下假设：

宗教信仰的动员效应是指宗教组织为信众提供了信仰场所，能够充当动员的结构进而提高其集体行动参与的概率。不同宗教在组织性方面存在较大不同，西方宗教的组织性较强，而中国传统宗教则往往较为分散。*杨庆堃，范丽珠等译：《中国社会中的宗教：宗教的现代社会功能与其历史因素之研究》，上海：上海人民出版社，2006年，第269页。宗教的组织性越强，那么动员效应也越强。据此，本文提出以下假设：H2.宗教信仰通过动员效应促进集体行动参与。

宗教信仰的赋能效应是指宗教信仰能够通过增强信众的内在效能感进而提高其集体行动参与的概率。宗教信仰越虔诚，越有可能通过内在效能感而促进其集体行动参与。据此，本文提出以下假设：H3.宗教信仰通过赋能效应促进集体行动参与。

宗教信仰的信任效应是指宗教信仰为信众提供了信任网络，能够增强信众对其他参与者的信任进而提高其集体行动参与的概率。宗教信仰越虔诚，越有可能通过信任网络而促进其集体行动参与。据此，本文提出以下假设：H4.宗教信仰通过信任效应促进集体行动参与。

宗教信仰的剥夺效应是指宗教信仰能够通过增强信众的被剥夺感知进而提高其集体行动参与的概率。宗教信仰越虔诚，越有可能强化自身的被剥夺经历，而促进其集体行动参与。据此，本文提出以下假设：H5.宗教信仰通过剥夺效应促进集体行动参与。

三、数据与变量

(一)数据来源

本研究所使用的数据来自中国人民大学联合全国各地的学术机构开展的2010年中国综合社会调查(CGSS 2010)。本次调查采用多阶分层概率抽样设计，其调查点覆盖了中国内地所有省级行政单位，一共抽取480个村/居委会，覆盖12000个家庭，共获得有效调查样本11875个。在此基础上，剔除相关的重要变量存在缺失值的样本，本研究最终得到符合需要的样本8864个。

(二)变量设计

1. 因变量

本研究将集体行动参与设置为因变量。对集体行动参与，调查问卷中对应的问题是：“在这些(群体性)活动或行动(如联合抵制不合理收费、串联起来反对征地或拆迁、集体抵制某些项目的上马、集体请愿、集体上访、集体罢工、集会、游行、示威)中，您是否担任过以下角色”。该问题对应的回答选项包括：“组织者”、“亲自参与活动”、“未参与活动，但提供了物质支持”、“未参与活动，但提供了道义支持”、“其他”、“从未参与”。本研究将其重组为“亲自参与活动”、“未参与活动，但提供了支持”、“从未参与”三个层次，赋值分别为1-3。考虑到回答为“组织者”的观察值很少，回答为“其他”的观察值也非常少，且内容不够清晰，本研究将“组织者”并入“亲自参与活动”一组，将“其他”设为缺失值。这是一个三层次的有序变量。

2. 核心解释变量

本研究的核心解释变量是宗教信仰。借鉴现有研究的做法，本文将宗教信仰分为主观的宗教信仰倾向与客观的宗教信仰行为两个方面。*Thomas Luckmann, The Invisible Religion: The Problem of Religion in Modern Society (New York: Macmillan, 1967)25.衡量宗教信仰是否虔诚，不仅需要测量宗教信仰倾向方面是否具有宗教信仰，而且需要测量宗教活动的参与频率。对于有宗教信仰者而言，宗教活动参与越频繁，宗教信仰越虔诚。基于此，关于宗教信仰，本研究首先测量受访者宗教信仰倾向，构建一个二分虚拟变量，有宗教信仰赋值为1，否则为0。在此基础上，对于有宗教信仰的受访者，CGSS 2010根据信仰宗教的类别将其宗教信仰分为佛教、道教、民间信仰(拜妈祖、关公等)、回教/伊斯兰教、天主教、基督教、东正教、其他基督教、犹太教、印度教及其他10类。考虑到一些宗教信仰的观测值缺失或非常少，以及宗教类别之间的相似性，本研究将信教类别重组为佛教、道教与民间信仰、回教/伊斯兰教、天主教与基督教等4个类别,分别赋值为1-4，构建一个类别变量，即信教类别Ⅰ。另外，鉴于中国宗教信仰与西方宗教信仰的组织性相比具有突出的分散性特征，*杨庆堃，范丽珠等译：《中国社会中的宗教：宗教的现代社会功能与其历史因素之研究》，上海：上海人民出版社，2006年，第269页。考虑到民间信仰不需要依托具体的组织和场所，较好地反映了分散性宗教信仰的特征，而其他宗教信仰则依托特定的组织和宗教场所，故此借鉴阮荣平、郑风田和刘力本的做法，*阮荣平、郑风田、刘力：《宗教信仰与社会冲突：根源还是工具？》，《经济学季刊》2014年第1期。本研究构建了信教类别Ⅱ，将民间信仰赋值为0，其他宗教赋值为1。对于宗教活动参与，调查问卷中对应的问题是：“您参加宗教活动的频繁程度是”。在问卷中该问题的回答选项包括：“从来没有参加过”、“一年不到1次”、“一年大概1到2次”、“一年几次”、“大概一月1次”、“一月2到3次”、“差不多每周都有”、“每周都有”、“一周几次”，赋值分别为1-9分。本文根据上述9个等次的得分构建一个连续变量：

3. 控制变量

已有研究表明，除了宗教信仰外，一些人口经济学特征、心理因素、政治身份因素也会对公众的集体行动参与产生影响。为此，本研究纳入了以下几个方面的控制变量：

(1)人口经济学特征。参考同类研究的做法，本研究控制了性别、年龄、年龄平方、受教育年限、个人年收入、政治面貌等因素。本研究设置性别为虚拟变量，男性为1，否则为0；年龄为受访者的实际年龄数；受教育年限重组为“小学及以下”、“初中”、“高中及以上”三个组别，分别赋值为1-3分；个人年收入为受访者个人去年全年的总收入。为纠正收入的偏态分布以及减少极端值的干扰，在计量分析中，本文对收入取对数值。

(2)政治心理因素。包括政治信任、社会信任、公平感、内在效能感在内的心理因素被视为与政治参与之间有着密切的关联。关于政治信任，CGSS 2010问卷中有一组有关信任区隔的态度测试题，本文选择其中的三个题目进行测量，分别体现的是对“法院和司法系统”、“中央政府”和“地方政府”的信任程度。对上述机构的信任体现了对政治体系的信任。问卷中的回答选项包括：“完全不同意”、 “比较不同意”、 “无所谓同意不同意”、 “比较同意”、“完全同意”，赋值分别为1-5。社会信任通过受访者是否同意“总的来说，您是否同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的”来测量。问卷中的回答选项包括：“完全不同意”、 “比较不同意”、 “无所谓同意不同意”、 “比较同意”、“完全同意”，赋值分别为1-5。本研究在此基础上将其重组为“不信任”、“不清楚”、“信任”三个类别，赋值分别为1-3。类似地，公平感通过受访者是否同意“总的来说，您认为当今的社会是不是公平的？”来测量。问卷中的回答选项包括：“完全不公平”、 “比较不公平”、 “居中”、 “比较公平”、“完全公平”，赋值分别为1-5。本研究在此基础上将其重组为“不公平”、“居中”、“公平”三个类别，赋值分别为1-3。

对内在效能感，问卷中有三个问题与之对应，分别询问受访者是否同意“政府的工作太复杂，像我这样的人很难明白”、“我觉得自己有能力参与政治”、“如果让我当政府干部，我也完全能胜任”。问卷中的回答选项包括：“完全不同意”、 “比较不同意”、 “无所谓同意不同意”、 “比较同意”、“完全同意”。赋值分别为1-5。本文首先重新对第一个问题进行反向赋值，使得赋值方向与另外两个问题保持一致，然后将受访者在上述三个问题的回答得分相加后除以3，得出受访者在内在效能感上的1-5之间13个等次的得分，构建出一个新的变量“内在效能感”。

(3)政治身份因素。政治身份因素在问卷中对应的是政治面貌。政治面貌为虚拟变量，其中中共党员为1，否则为0。

(三)描述性统计分析

本研究对各种变量进行了描述性统计分析，以便有一个概括性了解，具体的统计结果见表1。

从统计数字来看，提供了物质或道义支持但未参与身边发生的集体行动的受访者比例为9.02%，亲自参与的比例为18.13%，如果将向集体行动提供物质或道义支持也视为参与集体行动，那么参与的比例为27.15%，应该说这个参与比例是不低的。再来看宗教信仰，有宗教信仰的受访者比例为12.03%，*此处有宗教信仰者的比例与前面的统计数字不一样，是因为这里删除了重要变量存在缺失值的样本。其中信仰佛教、道教与民间信仰、回教/伊斯兰教、基督教/天主教的比例分别为4.88%、2.43%、2.48%、2.23%，说明在各种宗教信仰类别中佛教的信仰比例最高。就政治信任来说，受访者对司法系统的信任比例为73.28%(含完全信任或比较信任)，对中央政府的信任程度高达89.91%(含完全信任或比较信任)，远高于对地方政府的信任程度64.93%(含完全信任或比较信任)。这与许多研究者的发现是一致的。*Liangjiang Li, “Political Trust in Rural China．Modern China，” 30.2(2004): 228-258；胡荣、胡康、温莹莹：《社会资本、政府绩效与城市居民对政府的信任》，《社会学研究》2011年第1期；李艳霞：《何种信任与为何信任?——当代中国公众政治信任现状与来源的实证分析》，《公共管理学报》2014年第2期。表1的统计结果也显示，受访者的内在效能感均值为2.5561，介于“比较不同意”与“无所谓同意不同意”自己有能力影响政治之间，这说明受访者的内在效能感比较低。受访者感知到社会信任的比例为67.01%，说明对社会有一定的信任，但信任度不是很高；感知到社会公平的比例为39.93%，低于一半，说明受访者的相对剥夺感仍然较强，也印证了社会转型期社会矛盾和冲突比较明显。此处关于城乡人口比例、性别比例与当年《中国统计年鉴》的数据较为接近，*据《中国统计年鉴》，2010年中国男性、女性人口分别占比51.27%、48.73%，城乡人口分别占比49.95%、50.05%，参见中华人民共和国国家统计局编：《中国统计年鉴2011》，北京：中国统计出版社，2011年，第93页。说明样本具有较好的代表性。

表1 变量的描述性统计

(续表)

注： 部分变量样本与总样本量的差异由测量内容和缺失值导致。表格为作者自制。

四、模型设定与实证结果分析

(一)模型设定

本研究设置的因变量集体行动参与为有序类别变量，对于该类型因变量，可以采用Ologit(ordinal logit)模型进行分析。由于Ologit回归模型基于累积Logit模型，假定因变量为1到J的定序值，则因变量小于等于j与大于j的累积Logit可以表示为：

(1)

其中，X表示影响集体行动参与的解释变量，β表示一组与X对应的回归系数，j表示集体行动参与的类别，αj是估计的截点，解释变量的回归系数可以转换为发生比，用以解释自变量对因变量的影响。*孟天广：《转型期中国公众的分配公平感：结果公平与机会公平》，《社会》2012年第6期。Ologit回归模型有一个重要的约束条件，就是解释变量对因变量在任何分界点下的比率具有同样的影响，*Donald J. Treiman著，任强译：《量化数据分析：通过社会研究检验想法》，北京：社会科学文献出版社，2012年，第329页。这样拟合得到的Logit满足平行线假设。

(二)实证结果分析

接下来本文将运用计量分析模型在控制多方面因素的情况下，进一步分析宗教信仰对集体行动参与的影响。在数据分析前，我们首先运用贝尔斯利与韦尔施(Belsley& Welsch)*David A.Belsley, Edwin Kuh, and Roy E. Welsch, Regression Diagnostics: Identifying Influential Data and Sources of Collinearity (John Wiley， 1980).提供的方法(coldiag 2)检验了自变量之间是否存在多重共线性问题。运行coldiag 2命令得到的条件数为29.22，小于30，因此，可以认为不存在明显的多重共线性问题。

1. 宗教信仰对集体行动参与的影响

表2中，被解释变量有0、1、2三个取值，分别表示未参与、支持但未参与和参与三种类型。本文采用Ologit方法进行了估计。而运用Ologit模型需要满足平行线假设，因此笔者首先进行了平行线检验。Brant检验的原假设为满足平行线要求，P值为0.201，表明模型通过了平行线假设。模型(1)估计结果表明，在控制各种其他变量之后，与无宗教信仰相比，有宗教信仰的受访者不参与集体行动或者支持但不参与集体行动相对于参与集体行动而言的发生比为1.309，*exp[-(-0.269)]=1.308655。即不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动高30.9%。这说明宗教信仰倾向对集体行动参与程度有负向的影响，但这种影响缺乏统计上的显著性。模型(3)的估计结果表明宗教信仰行为对集体行动参与程度有显著的正向影响。模型(4)将模型(3)的回归系数转换成更容易解释的发生比。模型(4)的结果表明，参与宗教活动越频繁，相对于参与集体行动而言，受访者不参与集体行动或者支持但不参与集体行动的发生比为0.709，即不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低29.1%。这说明有宗教信仰者参与宗教活动越频繁，就越有可能积极参与到集体行动中去。

另外，模型(4)的估计结果也表明，司法信任、内在效能感和利益相关性都对集体行动的参与程度有显著影响。对法院和司法系统越信任，相对于参与集体行动而言，受访者不参与集体行动或者支持但不参与集体行动的发生比为0.519，即不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低48.1%。这说明对法院和司法系统越信任，受访者反而越有可能参与集体行动。与研究者一般认为对司法系统信任度的提升有利于减少集体上访等集体行动相对，*陈朋：《基于软权力的社会管理何以可能》，《江苏行政学院学报》2013年第6期；牛广轩、姜国兵：《政策过程视角下“一村(居)一律师”制度的困境与出路——以广东省M市为例》，《南京师大学报》(社会科学版)2015年第5期。这里的估计结果说明司法信任没有起到一个替代或缓冲集体上访等集体行动参与的作用。其中的原因需要在今后的研究中进一步分析，也有可能是因为变量的测量或模型的估计存在偏误。类似地，内在效能感越强，相对于参与集体行动而言，受访者不参与集体行动或者支持但不参与集体行动的发生比越低，这说明在控制其他变量的情况下，内在效能感倾向于促进受访者的集体行动参与。这有可能是因为内在效能感越强的人越倾向于相信可以通过参与集体行动来达到影响政府决策的目标，因而参与集体行动的程度越高。模型(4)也显示利益相关性，不管是利益正相关还是负相关，均对集体行动参与度有正向影响。这支持了吴祖兴和董志强的研究结论。*吴祖兴、董志强：《感知的不公平如何影响群体事件参与——基于 CGSS数据的经验研究》，《广东社会科学》2014年第6期。模型(4)还显示对中央政府信任度越高，相对于参与集体行动而言，受访者不参与集体行动或者支持但不参与集体行动的发生比越低；对地方政府信任度越高，相对于参与集体行动而言，受访者不参与集体行动或者支持但不参与集体行动的发生比越高。这说明对中央政府的信任可能促使受访者积极参与集体行动，而对地方政府的信任则会减少受访者的集体行动参与，但上述信任中央政府和地方政府对集体行动参与的影响缺乏统计上的显著性。其他人口经济学变量和政治心理变量也没有表现出显著的影响。笔者也使用OLS方法进行了估计，主要解释变量的估计结果仍基本一致。*Treiman认为，当因变量为有序类别变量时，也可以将其作为间距变量，采取常规最小二乘法(OLS模型)进行估计。如果OLS模型与Ologit模型估计的系数相似，那么由于前者估计和解释起来更简单，故采取OLS模型有较大的优势。参见Donald J. Treiman著，任强译：《量化数据分析：通过社会研究检验想法》，北京：社会科学文献出版社，2012年，第332页。考虑到OLS模型与Ologit模型估计的系数虽然在宗教信仰变量上相似，但在其他一些变量上仍然存在显著差异，本研究还是选择Ologit进行解释。

为了比较宗教信仰对集体行动参与程度影响的城乡差异，模型(6)和(7)分别对城市和农村的宗教信仰与集体行动参与程度之间的关系进行了分析，模型估计结果显示，无论是在城市还是农村，宗教信仰行为对集体行动参与程度均有显著的正向影响。在差异方面，内在效能感对城市集体行动参与程度有显著影响，但对农村集体行动参与程度的影响不显著；利益相关性对城市集体行动参与程度的影响更显著，不管是利益正相关还是负相关，均对集体行动参与程度有显著影响；而信任中央政府对农村集体行动参与程度有显著影响，但对城市集体行动参与程度的影响不显著。

表2 宗教信仰对集体行动参与程度的影响

(续表)

注： 括号内为标准误，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (双尾检验)。表中数字保留小数点后三位，作了四舍五入处理。本研究也运用异方差稳健估计量进行了估计，发现所得结果及其检验值均没有显著差异，因而没有汇报。模型(4)汇报的是发生比，即回归系数β的指数函数exp(-β),描述的是，“当x的取值增加一个单位时,属于低的一组的发生比是邻近的高的一组的发生比的exp(-β)倍”。*王丽萍，方然：《参与还是不参与：中国公民政治参与的社会心理分析——基于一项调查的考察与分析》，《政治学研究》2010年第2期。类别变量的参照组为：a.不相关；b.不信任；c.不公平。

2. 宗教信仰对集体行动参与的影响机制

(1)动员效应

如果宗教信仰对集体行动参与可以通过动员效应而施加影响的话，那么可以通过两种方式来检验宗教信仰的动员效应。一种方式是比较信仰组织性不同的宗教对集体行动参与的影响。这又有两种具体的情况。其一，由于不同的宗教其组织性不同，因而信仰不同宗教对集体行动参与的影响也应不同。为此，我们将信教类别Ⅰ放入模型,重新估计宗教信仰对集体行动参与的影响。表3中模型(1)报告了估计结果，但没有发现信仰不同宗教对集体行动参与有显著影响。其二，借鉴已有做法，*阮荣平、郑风田、刘力：《宗教信仰与社会冲突：根源还是工具？》，《经济学季刊》2014年第1期。我们将信教类别重组为组织性强弱不同的类别，考虑到民间信仰的组织性较弱，将其归为一个类别，其他宗教信仰归为一个类别，设置了解释变量“信教类别Ⅱ”，将其放入模型，重新估计宗教信仰对集体行动参与的影响。表3中模型(2)报告了估计结果，也没有发现信仰组织性不同的宗教对集体行动参与有显著影响。阮荣平、郑风田和刘力的研究发现，强组织化宗教信仰对群体性事件参与有显著影响，且影响程度高于弱组织化宗教信仰，*阮荣平、郑风田、刘力：《宗教信仰与社会冲突：根源还是工具？》，《经济学季刊》2014年第1期。但此处的统计结果没有证实他们的发现。另一种方式是分析与宗教组织接触程度的不同对集体行动参与的影响。如果宗教信仰对集体行动参与有动员效应的话，那么与宗教组织接触程度越频繁，受到宗教组织动员的可能性应该更大，因而动员效应会更明显。CGSS 2010设置了一个对有宗教信仰者接触宗教场所频率进行测量的问题：“您多长时间会出于宗教信仰的原因去一次寺庙、道观、教堂或清真寺等宗教场所？”本文根据该问题设置了变量“宗教组织接触度”，根据接触的频繁程度由低到高分别赋值为1-9，将其放入模型重新进行估计。表3模型(3)的估计结果显示，与宗教组织接触越频繁的受访者越有可能参与集体行动，但并没有统计上的显著性，因而动员效应没有得到证实。

表3 动员效应

注： 模型(1)括号内为标准误。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (双尾检验)。表中数字保留小数点后三位，作了四舍五入处理。

(2)赋能效应

如果宗教信仰对集体行动参与可以通过赋能效应而施加影响的话，那么，其他赋能变量也可以对集体行动参与产生显著的影响。这样，通过比较在模型中放入赋能变量与不放入赋能变量时估计结果的差异，就可以检验宗教信仰的赋能效应。我们利用内在效能感变量进行了检测。根据赋能效应的推理，与不放入内在效能感相比，当放入内在效能感时，内在效能感应对集体行动参与产生显著的影响；同时，宗教信仰对集体行动参与的影响应该有所降低。从表4模型中可以看到，当放入变量“内在效能感”时，该变量对集体行动参与产生了显著的正向影响，内在效能感每增加一个单位，不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低62.6%。这证实了芬克尔(Finkel)等的研究发现。*Steven E.Finkel, Edward N. Muller, and Karl-Dieter Opp， “Personal Influence, Collective Rationality, and Mass Political Action,” American Political Science Review 83.3(1989): 885-903.同时，当不放入变量“内在效能感”时，宗教活动参与频率每增加一个单位，不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低24.4%；而当放入变量“内在效能感”时，宗教活动参与频率每增加一个单位，不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低29.1%。也就是说，当放入变量内在效能感时，宗教信仰行为对集体行动参与的影响并没有降低，反而提升了4.7%。因此，赋能效应没有得到证实。

表4 赋能效应与信任效应

(续表)

注： 模型(1)括号内为标准误。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1 (双尾检验)。表中数字保留小数点后三位，作了四舍五入处理。类别变量的参照组为：a.不信任。

(3)信任效应

参考检验赋能效应的逻辑，如果宗教信仰对集体行动参与可以通过信任效应而施加影响的话，那么，其他信任变量也可以对集体行动参与产生显著的影响。这样，通过比较在模型中放入信任变量与不放入信任变量时估计结果的差异，就可以检验宗教信仰的信任效应。我们利用社会信任变量进行了检测。从表4中可以看到，当放入社会信任变量时，该变量对集体行动参与程度虽然产生了正向影响，但该影响并不显著，同时，当放入该变量时，宗教信仰行为对集体行动参与的影响并未减少，反而增加了。因此，信任效应在这里并未得到证实。

(4)剥夺效应

如果剥夺效应存在的话，那么，在模型中加入受访者经历剥夺的变量，应该可以看到该变量对集体行动参与产生显著的影响。另外，加入经历剥夺变量后，宗教信仰对集体行动参与的影响应该有所降低。CGSS 2010设置了一个对受访者经历剥夺进行测量的问题：“请您回想一下，在过去一年中，您是否受到过政府有关部门或工作人员的不公正对待？”本文根据该问题设置了二分虚拟变量“经历不公正对待”，经历过不公正对待的赋值为1，否则赋值为0，将其放入模型重新进行估计。从表5模型中可以看到，当放入变量“经历不公正对待”时，该变量对集体行动参与产生了显著的正向影响，经历过不公正对待的受访者，集体行动的参与程度提高71.9%。同时，当不放入变量“经历不公正对待”时，宗教活动参与频率每增加一个单位，不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低29.9%，即集体行动的参与程度提高29.9%，而当放入变量“经历不公正对待”时，宗教活动参与频率每增加一个单位，不参与或者支持但不参与集体行动的可能性比参与集体行动低28.1%，即集体行动的参与程度提高28.1%。也就是说，当放入变量“经历不公正对待”时，宗教信仰行为对集体行动参与的影响降低了1.8%，另外，宗教信仰行为对集体行动参与的影响在统计显著性上也降低了。因此，剥夺效应得到了证实。这里的结论也进一步支持了阮荣平、郑风田和刘力的发现。*阮荣平、郑风田、刘力：《宗教信仰与社会冲突：根源还是工具？》，《经济学季刊》2014年第1期。

表5 剥夺效应

(续表)

注： 模型(1)括号内为标准误。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 (双尾检验)。表中数字保留小数点后三位，作了四舍五入处理。类别变量的参照组为：a.不信任。

(三)稳健性检验

针对实证分析的结果，本文还进行了稳健性检验。本研究将因变量重组为“参与”和“未参与”的二分变量，其中“从未参与”赋值为0，否则赋值为1，然后运用logit估计法对本文的研究假设重新进行检验，除某些变量的统计显著性有所改变外，主要结果仍基本一致。我们改变政治信任的测量方式，关于政府信任，CGSS 2010问卷中有一组有关信任区隔的态度测试题，本文对其进行因子分析，最终得到两个公共因子。其中一个公共因子包括“法院及司法系统”、“中央政府”、“本地政府”、“军队”、“公安部门”、“中央媒体”、“地方媒体”、“全国代表大会”和“学校和教育系统”。对上述机构的信任体现了对政治体系的信任，因而可以命名为“政治信任因子”。*因子分析采用Varimax旋转方法，KMO值为0.89，约89%的总方差由这两个潜在因子解释。第二个公共因子包括“民间组织、公司企业、宗教组织”。运用政治信任因子，我们对本文的研究假设重新进行检验，除某些变量的统计显著性有所改变外，主要结果仍基本一致。我们也尝试改变受教育程度、司法信任、中央政府信任、地方政府信任的赋值方式，构建分组虚拟变量，对研究假设重新进行检验，主要结果仍基本一致。上述检验结果表明，本文的研究发现是稳健的。

五、结论与讨论

基于2010年中国综合社会调查数据，本文探讨了宗教信仰对集体行动参与的影响问题。

本文的研究发现：宗教信仰倾向对集体行动参与有负向的影响，但这种影响缺乏统计上的显著性；宗教信仰行为对集体行动参与有显著的正向影响。也就是说，仅仅具有宗教信仰但不参与宗教活动并不会对集体行动参与产生显著影响，而有宗教信仰者参与宗教活动越频繁，则参与集体行动也越积极。估计结果也显示，司法信任、内在效能感和利益相关性都对集体行动参与有显著影响。另外，模型估计结果显示，无论是在城市还是农村，宗教信仰行为对集体行动参与均有显著的正向影响。

本文也对宗教信仰行为影响集体行动参与的机制进行了初步分析，没有证实动员效应、赋能效应和信任效应，但证实了宗教信仰行为的剥夺效应。研究结果表明，宗教信仰行为之所以对集体行动参与存在着显著的正向影响，一个可能的原因在于宗教信仰有利于强化信仰者的被剥夺感知，从而通过剥夺效应的渠道促进了集体行动参与程度。

本文尚存在一些局限和值得进一步讨论的地方。首先，由于受到截面数据的限制，很难准确揭示因果效应和因果机制，下一步需要运用跨年度数据来弥补年度数据的不足。其次，模型估计有可能存在遗漏变量、反向因果关系等所造成的内生性问题，使得估计结果有可能存在偏误，进一步的研究需要寻找有效的工具变量来克服内生性问题。*本文将受访者父母的宗教信仰倾向、宗教活动参与以及社区层面的宗教活动参与均值作为工具变量，尝试运用两阶段工具变量法进行分析，但发现第一阶段F值均小于10，也就是说，上述工具变量均存在弱工具性，不能作为有效的工具变量。另外，要准确揭示集体行动的形成过程，需要更深入地分析集体行动参与的影响机制，这可能成为接下来一个有价值的研究方向。

YI Cheng-zhi

(EastChinaUniversityofPoliticalScienceandLaw,SchoolofPoliticalScienceandPublicAdministration,Shanghai201620,China)

[责任编辑 刘 慧]

Religious Belief and Collective Action Participation:An Empirical Study Based on CGSS2010 Data

The existing literature on the relationship between religious beliefs and collection action is controversial. Can religious beliefs lead to more active participation of individuals in collective action? If so, what are the mechanisms behind them? Based on a large sample survey data of Chinese General Social Survey 2010 (CGSS2010), this paper quantitatively studies the impact that citizens’ religious beliefs exert on their collection action participation. Results show that, citizens’ objective religious behavior has a significant positive influence on their collection action participation across urban and rural China, while subjective religious orientation is of no importance. In other words, mere religious beliefs without participation in religious activities don’t have a significant impact on the participation of collective action. However, the more frequent participation of religious believers in religious activities, the more active participation of them in collective action. Further analysis confirms that it is the deprivation effect that makes religious beliefs influence collective action participation, but not the mobilization effect, empowerment effect and trust effect. The results show that there is a significant positive effect of religious beliefs on collective action participation. One possible reason is that religious beliefs help to strengthen the deprived perception of believers and thus promote the participation of collective action through deprivation effect.

religious orientation; religious behavior; collective action participation

易承志，法学博士，华东政法大学政治学与公共管理学院副教授。

⌾ 本文受上海市教委科研创新重点项目“基于大都市安全发展的群体性突发事件化解模式创新研究”(项目批准号：13ZS118)资助。