【摘 要】群体性事件是一种带有特定意义和色彩的公民无序政治参与。从社会行为理论的视角可构建“社会环境—感知—行为”的理论框架，用以解释民众参与群体性事件的一般机制。民众是否参与群体性事件是由他们认为其政治行为对整个政治过程能否产生影响力的感知或信念(政治效能感)和所处的环境(社会公平)共同决定的。利用2010年中国综合社会调查数据(CGSS2010)进行检验，通过稳健性检验的结果表明：民众觉得社会越不公平则越可能参与群体性事件；民众政治效能感越强则越会降低群体性事件的参与；政府工作人员不公正对待是引起群体性事件的一个非常重要的原因；政治效能感对于没有遭遇过政府工作人员的不公正对待的公众参与群体性事件有降低作用，而对于遭遇过政府工作人员不公正对待的公众参与群体性事件则有促进作用；影响城乡民众参与群体性事件的因素存在一定差异。
【关键词】 社会公平 政治效能感 群体性事件 社会行为
一、导 论
秩序与活力是社会政治稳定的两个基本维度。在强调公众参与的今天，党和政府一方面希望通过公众参与对“政府失灵”领域形成有效补充，另一方面又担心公民的不理性参与会导致社会不稳定。在这样的背景下，群体性事件作为带有特定意义和色彩的无序政治参与成为理论和实务界关注的重点。近年来，以群体性事件为标志的社会矛盾或冲突现象时有发生。从目前来看，中国群体性事件大致分为维权行为、社会泄愤事件、社会骚乱、社会纠纷和有组织犯罪五类[1]，其中维权行为已经占到80%以上，并逐渐提高[2]。但是一些研究证明，中国社会大规模的群体性事件并没有对中国的基本政治秩序造成较大影响。[3]
小直径压力钢管根据现场的运输和起吊条件，在制造厂内尽可能完成多的焊接工作，一般将设计单节组对成大节后出厂，减少安装现场的工作量。使用自动组对设备进行钢管环缝的组装，从而实现大节组对。拼装时将已焊好的单节压力钢管吊装到滚轮架上，通过操控一侧的带驱动滚轮架，使两节压力钢管靠拢。之后转动一侧的滚轮架调节焊缝间隙，待间隙初步符合要求后，通过调节滚轮高度使两节钢管一段范围内的间隙及错位达到规范要求，并进行定位焊接，如图3所示。
习近平在2014年中央政法工作会议中指出：“要处理好维稳和维权的关系，要把群众合理合法的利益诉求解决好，完善对维护群众切身利益具有重大作用的制度，强化法律在化解矛盾中的权威地位，使群众由衷感到权益受到了公平对待、利益得到了有效维护。”[4]“为人们安居乐业创造公平的制度环境”也已经成为2013年以来国务院政府工作报告关注的重要内容。可见，创造公平的社会环境已经成为化解维稳压力的重要抓手。究其原因，很多学者认为这是现实作用于社会心态的必然结果，公民对于社会公平正义的诉求日益增长，中国的社会不公问题已经积累下大量矛盾，严重威胁社会稳定。既有研究展示了人类对于公平和强对等性表现出明显的偏好[5，6]，最后通牒实验、独裁博弈实验和公共物品提供中的惩罚实验等，证明了人们在公平偏好下宁愿牺牲自我利益也要惩罚破坏公平规范者[7]。这部分研究虽然仅针对个体行为，但是共同证明了个体在遭受不公平对待时极有可能表现出不满和采取反抗行动，因此，我们有理由相信不公平的环境会促使个体参与到群体性事件中来。
宏观上，面对群体性事件的制度情景、行动框架和发生机制等问题，研究者从价值累加理论、社会挫折理论、资源动员理论、政治过程理论等流派进行了解读。微观上，主要关注了行动者的理性选择、行动能力及其影响因素等较为具体的议题，理论视角包括社会建构理论、从众理论等。其中，资源动员论指出了社会运动的兴起与外在资源环境的关系，认为政治领域的抗争、草根政治的扩展、政治网络与社会运动人员不分化等因素推动了社会运动“潮流”的兴起。但是，该理论忽略了心理因素在社会运动中所扮演的角色，抹杀了思想冲突、不满以及其他形式的主观体验，也有研究探究群体性事件发生的认知心理机制，发现包括相对剥离感、归因偏差、认知偏见等认知影响因子的交互作用，共同催化了群体性事件的形成。[8]Bower(1991)和Lin等(1999)都认为这种社会情绪的大部分都与社会公平、社会正义有关[9，10],但并非所有的态度能都转化为行为，公民也并非受到不公平对待就会参与或者发起群体性事件，影响这种转换效果的重要因素有(态度)强度、成分、方向等[11]。政治效能感被认为是影响公民政治参与的重要因素，相当多的学者研究了政治效能感、信任以及政治行为的关系。公民政治效能感水平与政治参与表现出显著相关关系，应激反应、焦虑、兴奋或无所谓等心理情绪波动最终影响公民的政治参与活动。部分研究也关注到了政治效能感能促进政治参与行为[12]，包括正式的选举、参政议政、上访等，也包括非正式的群体性事件等[13]。按照这样的假设，群体性事件是带有特定意义和色彩的公民无序政治参与，政治效能感对居民感知周边群体性事件和是否参与周边群体性事件有显著影响。
与已有文献相比，本文的边际贡献主要体现在两方面：一是研究视角的创新，从社会行为理论的角度，在资源动员论的基础上进一步考察了人的主观体验对于其参与社会运动的影响，提出“社会环境—感知—行为”公民参与群体性事件的理论框架；二是研究方法上的突破，目前多数与群体性事件相关的研究采用的是案例研究法，本文利用中国综合社会调查数据(CGSS)对影响公民参与群体性事件的因素进行了实证检验。
政治效能感(Political Efficacy)是指公民认为其政治行为对整个政治过程能够产生影响力的感觉或者信念，是一种“政治和社会变迁是可能的以及公民个体能够促使这一变迁发生的感觉”[20]。公众所具有的政治效能感在一定程度上代表了内化于公众个体中的政治观念和参与构建集体认同的意愿与能力，同时也反映出社会赋予个体的权力的大小。人们的政治效能感越强，说明社会赋权水平越高，因而拥有更高的政治信任水平。[21]20世纪50年代以来，相当多的学者研究了政治效能感、信任以及政治行为的关系。国外学者认为，公民政治效能感水平与政治参与表现出显著相关关系，通过应激反应、焦虑、兴奋或无所谓等心理情绪波动最终影响公民的政治参与活动。按照这样的假设，群体性事件是带有特定意义和色彩的公民无序政治参与，政治效能感对居民感知周边群体性事件和参与周边群体性事件有显著影响。
二、文献回顾与理论基础
(一)社会公平与群体性事件
其中，B表示个体的行为，f为函数，P表示人，E表示环境，LS表示生活空间，意即行为随人及其环境的变化而变化，行为随生活空间的变化而变化。
为了定量的反应波速大小及波速梯度对冲击危险的影响，我们提出了应力波速异常系数(AC)和波速梯度异常系数(GC)两个概念，即：
(二)政治效能感与群体性事件
本文其他内容安排如下：第二部分为文献回顾与理论基础，第三部分为研究设计，第四部分为实证分析与稳健性检验，第五部分为研究结论、政策含义与局限。
为了验证方法的可行性，本文讨论了3种不同的设计例子。第一个例子是在四边形阵列天线内沿正方形产生电场分布。为此，引入8个辅助偶极子组成的接收天线阵列，偶极子天线阵列沿着正方形电场均匀分布。相邻偶极子天线之间的距离为80 mm(约0.67λ，λ是自由空间中的波长)。通过求解式(3)，可以得到四边形天线阵列最优的激励分布，如表1的第二列所示。图6比较了电场分布模拟结果和测试结果，两者吻合较好。
(三)理论建构与研究假设的提出
但是，卡兰德曼斯(Bert Klandermans)等(1987)的研究也指出，“社会问题(分配或交换不平等、公共物品问题)本身不一定引起集体行动，只有当社会问题被人们感知并赋予其意义时才会成为问题，许多原本可以被看作严重的社会问题的客观状况从来没有能够成为公众讨论的话题，甚至没有被人们所察觉”[23]。著名社会心理学家勒温(Kurt Lewin)认为，“人的行为是个体与其周围环境相互作用的结果”，从个体因素和环境因素的相互作用来考察人的行为，揭示了人类行为的基本规律。他认为，行为是生活空间的函数，生活空间表示各种可能事件的全体，是在一定时候决定个体行为的全部事实的总和，包括人和环境，人则是一个“生活空间的变异区域”。任何行为或任何发生在心理场的变化仅仅取决于那个时候的“心理场”，取决于内在需要和周围环境的相互作用，其行为方向取决于内部与情境力场(环境因素)的相互作用。他据此提出公式：
Morsyleide等[29]使用淹没方式的好氧生物滤池，在盐度为50 g/L的废水硝化中，观察了生物膜的生长状况以及它的控制参数。结果发现在无盐的情况下对氨氮的去除效率可以达到94%，而当在有盐分的条件下，盐分的存在严重影响到了生物的活性。
一个真实的社会行为总是伴随着一定的认知决策过程，无论这一行为在局外人看来是多么不合理。勒庞(Gustave Le Bon)的《乌合之众》(Crowd: The Study of Popular Mind)描述和解释了法国大革命中发生的非理性集体行为，对人们理解集体行为的作用以及社会心理学的思考发挥了重要作用，是集体行动研究的社会心理学奠基之作，以其为开端形成了脉络清晰的集体行为研究的社会心理学视角。符号互动论的主要倡导者和定名人布鲁默(Herbert Blumer)的循环反应理论，从符号互动论的视角解释了集体行动，他认为集体行动发生的前提主要是社会变迁引起的群体心理不安，群体的形成可以分为三个步骤：集体磨合(Milling)、集体兴奋(Collective Excitement)和社会感染(Social Contagion)。格尔(Ted Gurr)在《人们为什么造反》中创造性地提出“相对剥夺感”的概念，认为“相对剥夺感越大，造反的可能性也越大，破坏性也越强”[22]。除此之外，斯梅尔赛(Neil Joseph Smelser)关于集体行动的加值理论中“社会结构性怨恨”和“一般化信念”也是从社会心理学理论发展和继承而来的。
自由贸易区和自由贸易园区两个概念在名称上非常相似，很容易混淆，但二者的内涵存在本质差别。一般意义上而言，自由贸易区由两个或多个国家(地区)通过谈判，达成相互降低关税、消除关税壁垒、开放外资准入领域、提升贸易投资便利化的双边或多边自由贸易政策，其本质是协议国之间双向、相互的关税纠正和市场开放承诺与实践，例如中国—东盟自由贸易区、北美自由贸易区以及正在谈判的TPP等。
B=f(P·E)=f(LS)
科塞(Lewis Coser)将社会冲突的根源归为两类：第一类是物质性原因，指权利、地位和资源的分配不均；第二类是非物质性原因，指价值观的不一致。[14]拉尔夫·达伦多夫在《现代社会冲突》中指出，社会不平等是社会冲突的基本渊源。[15]泰勒等(Taylor and McKirnan)认为基本上所有的集体行动框架都能找到“不公平”的因素。[16]可见，社会公平(Social Equity)是社会稳定的基础。狭义范畴的社会公平是指经济利益的合理分配，广义范畴的社会公平则包括经济、政治、社会、规则等多领域的公平[17]。近年来，一些学者开始直接运用公平感认知理论对此类群体性事件进行解释。当人们感到公平时，就会表现出积极的、有利于维护社会秩序的行为；反之就会出现破坏性行为。[18]社会公平感是现代社会从利益受损到冲突行为发生的主要中介变量，提升利益相对受损群体的社会公平感是化解群体性事件的根本路径选择。[19]科塞的“安全阀”理论指出，群体性事件引发的社会冲突为长期处于因受到不公待遇、难以合理维权的压抑状态下的广大公民提供了发泄和释放的通道。[14]中国社会科学院《2002年中国城市居民社会观念调查》中的问卷调查结果分析报告证实：“人们近年来利益的变动情况并没有对冲突倾向产生直接的影响……而人们的社会公平感和满意度则对人们的冲突影响产生了直接的作用。”非直接利益冲突成为中国社会群体冲突的主要形式。
“社会心态”是一个动态过程，在社会利益等原始动力的作用下可以演变为多种“社会行为”[24]。班杜拉(Bandura)认为，自我效能感指的是个体对自己能够在什么水平上实施某项行动所具有的信念、判断或主体感受。人是环境的营造者，同时也会根据实际情况选择自认为能加以有效应对的环境，规避自己感到无法控制的环境，最终对个体的发展产生深远的影响。[25]自我效能感可以决定个体在面临危险和不幸等情境时所产生的身心反应过程，进而通过改变思维过程的性质来影响个体的活动及其功能发挥。政治效能感作为自我效能感中的一部分，政治效能感降低，或者造成其政治心理疏离、冷漠和对政府的不信任，或者迫使他们采取非制度化的甚至暴力的方式来表达诉求，成为造成社会不稳定的因素。[26]
群体性事件作为社会运动和集体行动的一种，既有时聚时散的自发性质，又有改变现有利益分配格局的明确诉求，通常以改变某项明确的政策为抗争目标。群体性事件本质是由于民众对现有制度框架的质疑，在面临消极的社会环境(如社会不公平)时，因政治效能感方面的差异可能促使政治行动者对相同的外部环境刺激作出完全不同的反应和评价。基于此，本文尝试提出“社会环境—感知—行为”的分析框架，将社会公平视为人所处的环境，用政治效能感来表示行为人的感知，将群体性事件作为一种社会行为。
那么，如何把理念转化为实践落地？韩光曙认为，无论优质、研究型，还是人文医院，最终的落脚点是人，应把人放在核心的位置上。
基于以上分析，提出以下三点假设。
假设1：在其他条件不变的情况下，民众所处的社会环境越不公平越可能参与群体性事件。
假设2：在其他条件不变的情况下，政治效能感越强的民众越不可能参与群体性事件。
许多同学认为,和都是H3PO4电离后产生的离子,而且都带负电荷,应该是可以大量共存的。事实上,由于电离出H+的程度大于其水解的程度,使溶液呈现酸性,而在溶液中只能水解结合H+,使溶液呈现碱性,一个呈酸性的离子和一个呈碱性的离子是不能大量共存的,两种离子相遇后,它们之间会发生H+的传递,而最终形成,反应的离子方程式如下:
假设3：政治效能感在社会公平对民众参与群体性事件的关系中起着中介作用，即社会公平与民众参与群体性事件，受到政治效能感的影响。
当时，课堂上讲的都是西方的服装设计理念。这让自小热爱传统服饰的楚艳，心里很不是滋味。她说：“中国服饰延续千年，自古就有衣冠王国之称，曾经的我们也是时尚之都，精美绝伦的东方艺术也曾风靡全世界。只是随着传统织造技艺的没落以及民族审美的不断低落，历史上服饰的灿烂与辉煌才不复往昔。”
三、研究设计
(一)数据来源
我们所使用的数据来源于2010年度中国综合社会调查(CGSS2010)。CGSS是由香港科技大学调查研究中心和中国人民大学社会与人口学院进行的一项综合社会调研，该调研每两年进行一次，内容涉及城市和农村居民各项社会经济指标。经过数据清洗，我们得到8 649个有效样本，其中城市社区样本5 207个，农村社区样本3 442个，分布在除台湾、香港、澳门以外的31个省、自治区和直辖市，研究样本具有较好的代表性。研究变量的构造均来自问卷相关问题和调查过程中的相关指标。
(二)变量定义及描述
1.模型设定
本文的解释变量“参与群体性事件”(part)考虑的是CGSS2010中问题D20“在过去一年中，您在所处社区有否参加过以下哪些活动？”如果被调查者对于“参加集体上访”“参加写联名信”或“参加抗议或请愿”作出肯定回答赋值为1，否则赋值为0。
2.解释变量
社会公平(SE)：基于广义范畴的社会公平概念，本文将从经济意义上的收入公平感知、政治意义上的阶级不平等感知、社会意义上的社会公平感知和规则意义上的政府机构及其工作人员公平对待四个维度研究社会公平对政府信任是否具有重要影响。其中，将收入公平、阶级不平等和社会公平加总取平均值作为测量指标之一(Fair)，分值越高则代表民众觉得社会越不公平。[27]考虑到政府工作人员不公正对待为0—1变量，且目前的群体性事件主要以维权行为为主，因而有必要将是否受过政府工作人员的不公正对待作为另一个测量指标。
政治效能感(PE)：政治学者在研究政治效能感时通常将其分为内在效能感和外在效能感两种。内在效能感指的是个人认为自己拥有影响制度的知识和能力。[28]这种效能感通常表明个人参加投票或成为政治活跃者的可能性。外在效能感指的是个人认为政府对其诉求作出反应的可能性和程度。外在效能感与政府在多大程度上关心个人的需要相关联。较低的外在效能感常常表现为政治冷漠，公民觉得政府并不代表他们。因此，将政治效能感分为内在政治效能感(Inner Political Efficacy)和外在政治效能感(External Political Efficacy),加总取平均值作为测量指标。[29]
指标衡量分别来源于CGSS(2010)调查问卷设计的调查问题，具体如表1所示。
3.控制变量
对于绿色矿山，刘建兴认为绿色矿山是指能满足经济开采活动需要的同时，又保护了自然环境，实现人与自然和谐的矿山[16]。栗欣指出绿色矿山是可持续发展理念在矿业开发中的体现，既充分利用资源又有效保护环境[17]。刘建芬认为，绿色矿山是指在矿产资源的勘查开发过程中，既要实行严格科学有序的勘查开采，又要对矿区及周边的生态环境扰动最小，实现资源勘查开发效益的最大化，实现资源的绿色开发、绿色应用、绿色发展[18]。
考虑到信访制度是国家与社会沟通的一项正式的政治制度，在社会动员和冲突化解中肩负着重要作用[30]，本研究将对信访了解程度(包括如何找到信访局等，完全不了解设置为1，完全了解设置为5)进行控制。样本各变量的分布情况如表2所示。
表1解释变量定义及测量
解释变量指标测量题项处理社会公平SE收入公平感知“考虑到您的教育背景、工作能力、资历等各方面因素,您认为自己目前的收入是否公平?”1代表“公平”;2代表“比较公平”;3代表“一般”;4代表“不太公平”;5代表“不公平”(反向语句方向已作调整)阶级不平等感知“您是否同意‘社会不平等主要是由一小部分掌权者的控制、操纵造成的’的说法?”1代表“完全同意”;2代表“比较同意”;3代表“无所谓同意不同意”;4代表“比较不同意”;5代表“完全不同意”(反向语句方向已作调整)社会公平感知“总的来说,您认为当今的社会公不公平?”1代表“公平”;2代表“比较公平”;3代表“一般”;4代表“不太公平”;5代表“不公平”(反向语句方向已作调整)政府工作人员公平对待“您是否受到过政府有关部门或工作人员的不公正对待?”0代表“否”;1代表“是”政治效能感PE内在政治效能感“我觉得自己有能力参与政治”1代表“完全同意”;2代表“比较同意”;3代表“无所谓同意不同意”;4代表“比较不同意”;5代表“完全不同意”(反向语句方向已作调整)外在政治效能感“政府官员不太在乎像我这样的人想些什么”1代表“完全同意”;2代表“比较同意”;3代表“无所谓同意不同意”;4代表“比较不同意”;5代表“完全不同意”(反向语句方向已作调整)
表2样本描述(N=8649)
变量均值标准差最小值最大值参与群体性事件0.020.1401教育4.922.94114收入9.281.172.0815.61性别0.540.5001民族0.910.2801信仰0.120.3301政治面貌0.140.3501户口0.490.5001婚姻状况0.830.3701对信访的了解程度3.781.2015政府工作人员的不公正对待0.090.2901社会公平2.940.7715政治效能感2.481.0915
(三)模型及分析策略
1.被解释变量
除了上面所设置的一些变量之外，本文还设置了一些控制变量，包括性别(男性=1；女性=0)、教育程度(没有受过任何教育=1，研究生及以上=13，数值越大，代表接受的教育程度越高)、个人收入(收入的对数)、民族(汉族=1，少数民族=0)、宗教信仰(有=1，无=0)、政治面貌(共产党员=1，非共产党员=0)、婚姻状况(同居和已婚设置为1，其他设置为0)、户籍(非农户口=1；农业户口=0)。
考虑到本文的因变量群体性事件参与属于“0—1”变量，本文设定了Logistic回归模型来进行分析，具体见公式(1)。
Except for eating, sleeping and bathroom 19)breaks, whatever people want to do, they do it in the OASIS. And since everyone is here, this is where we meet each other. It’s where we make friends.
(1)
其中，Pi代表群体性事件参与，x1i到x12i分别代表性别、教育程度、个人收入、民族、宗教信仰、政治面貌、婚姻状况、户籍、社会公平、政府工作人员公平对待、政治效能感和信访了解程度。
2.分析策略
首先，分别分析社会公平、政治效能感以及两者的交互项对于民众参与群体性事件的影响，并对政治效能感的中介效应进行检验。其次，分别分析政府工作人员不公正对待、政治效能感以及两者的交互项对于民众参与群体性事件的影响，检验政治效能感的中介效应。最后，为了检验结果的稳定性，将样本分为城市和农村社区两种类型进行分区域检验，一方面检验结果的稳健性；另一方面观察民众参与群体性事件的城乡差异。
四、实证分析与稳健性检验
(一)社会公平与政治效能感对群体性事件参与的影响
表3汇报了社会公平与政治效能感对群体性事件参与的影响的回归结果。其中，模型1只包含各类控制变量，模型2在模型1的基础上加入了社会公平变量，模型3在模型1的基础上加入了政治效能感，模型4是在模型1的基础上又控制了社会公平和政治效能感，模型5在模型4的基础上加入了社会公平和政治效能感的交互项。从模型1到模型5中的回归结果可以看出，5个回归的Prob > chi2=0.000，表示模型整体显著性P值远远低于5%，具有显著的统计学意义。相较于控制变量回归模型(模型1)的PseudoR2，加入自变量的模型均有显著提升，说明模型整体的解释力得到了提升，社会公平和政治效能感能够较好地解释群体性事件参与。模型1—5的各自变量显著性和回归系数基本保持一致，表现出较高的模型稳健性。
1.控制变量。受访者的人口学特征包括教育、信仰、户口都对群体性事件参与有显著影响，而收入、性别、民族、政治面貌和婚姻状况对群体性事件参与没有显著影响。其中，教育对于群体性事件参与具有显著的负向影响，这说明受教育程度越高越不容易参与到群体性事件中来，受教育程度每上升一个等级，参加群体性事件的发生比降低9.24%(EXP(-0.097)-1)，这与李超海[31]的研究结论基本一致。宗教信仰对群体性事件参与具有显著的正向影响，有宗教信仰者比没有宗教信仰者发生比高39.34%(EXP(-0.500)-1)，其中可能存在的原因是宗教对冤屈情绪有正向影响同时宗教的组织性降低了群体性事件的参与成本。[32]户口对参加群体性事件具有显著性影响，农村居民参加群体性事件的发生比要比城镇居民低38.54%(EXP(0.326)-1)，这与梁枫、张翼等人的分析结果一致[33，34]。
在模型1—4中，除了人口学特征的控制变量受教育程度、宗教信仰和户口对民众参与群体性事件有显著影响之外，作为中国特殊行政救济的重要手段[34]，对信访的了解显著降低了民众参与群体性事件的可能性。在模型1—4中，民众对于信访的了解程度每上升一个等级分别有32.97%(EXP(-0.400)-1)、32.23%(EXP(-0.389)-1)、31.61%(EXP(-0.38)-1)和31.2%(EXP(-0.374)-1)的可能性降低民众参与群体性事件。国务院1995年颁布的《信访条例》将信访明确界定为“公民、法人和其他组织采用书信、电话、走访等形式，向各级人民政府、县级以上各级人民政府所属部门反映情况，提出意见、建议和要求，依法应当由有关行政机关处理的活动”。这一国家定位使得信访成为化解纠纷、实现救济重要渠道，对于化解宣泄民众不满，缓解社会矛盾具有重要作用。除此之外，桂林等人的研究也表明，当民众因认为自身利益受损而采取利益申诉行为时，维稳补偿政策可以化解民众的申诉行为。[35]
2．核心解释变量。在模型2、模型4和模型5中，社会公平的系数显著为正，这说明民众觉得所处的社会环境越不公平，参与群体性事件的可能性越高，假设1得到验证。在模型3、模型4和模型5中，政治效能感的系数显著为负，这说明民众的政治效能感越强，参与群体性事件的可能性越低，假设2得到验证。这与波尔森(Paulsen，1991)的结论(政治效能感高并且感觉他们参加集体行动能够改变自己不利情况的人才会参加集体行动)并不矛盾[36]，相反这提醒我们要区别对待不同类型的集体行动，政治效能感高的人可能更倾向于常规型的集体行动[注]按照著名学者西德尼·塔罗(Sideny Tarrow)的看法，“集体行动根据斗争手法的不同，呈现三种基本类型：暴力型、常规型和破坏型”。，通过加强与政治效能感高的群体的沟通，或许是化解群体性事件的一个重要选择。
模型4在控制变量不变的条件下，纳入了社会公平和政治效能感，调整后的R2相比仅纳入社会公平的模型2和仅纳入政治效能感的模型3分别增加了0.004 1和0.014 2，模型的拟合程度进一步提高。模型4中，社会公平在95%的置信水平上显著为正，这也进一步印证了假设1；政治效能感在99%的置信水平上显著为负，政治效能感对于群体性事件参与有显著的负向作用，假设2得到验证。在此基础上，模型5中考虑了社会公平和政治效能的交叉因素，加入二者的交互项(社会公平×政治效能感)，回归结果表明，交互项系数为正但是并不显著，假设3有待进一步检验。
(二)政府工作人员的不公正对待与政治效能感对民众参与群体性事件的作用
根据前文分析，是否遭受过政府工作人员的不公正对待是社会公平的另一个重要测度。表4分别列示了政府工作人员的不公正对待、政治效能感和群体性事件参与的回归结果。模型6—8的PseudoR2明显高于模型1—5，政府工作人员的不公正对待的系数显著为正，这说明受到政府工作人员的不公正对待已经成为引起群体性事件的一个非常重要的原因。模型8在模型7的基础上加入了政府工作人员的不公正对待和政治效能感的交互项。表4的结果显示，加入交互项的调整后R2模型增加了0.004 5，回归方程的拟合程度进一步提高。交互项显著为正，表明相对于未受到政府工作人员不公平对待的群众而言，受到政府工作人员不公平对待的群众的政治效能感越高，越会导致其参与到群体性事件中。政治效能感对于遭遇过政府工作人员的不公正对待的和没有遭遇过政府工作人员的不公正对待的群众作用存在差异。具体而言：对没有遭遇过政府工作人员的不公正对待的公众来说，政治效能感的主效应为-0.481，即政治效能感增加1个单位，参与群体性事件的可能性降低-0.481；对遭遇过政府工作人员的不公正对待的公众来说，政治效能感的主效应加上交互效应，即0.055(0.536-0.481)，这说明政治效能感增加1个单位，参与群体性事件的可能性增加0.055。这可能正如于建嵘所说，公民针对具体的政府工作人员产生的社会不满，使得公民将许多问题归结为基层党政工作人员的腐败无能，最终发展成为对政权体制的不满[19]。
现在的计算机技术已经较为成熟，可以为各行各业服务。对于农村供电系统方面，也可以模仿城市的数字化管理一样，进行远程的检测与控制。这样还有利于国家与用户之间的方便。当然，有条件的农村可以先引进，再逐步向周围地区推广。
表3社会公平、政治效能感与群体性事件分布回归(总体样本)(N=8649)
变量模型1模型2模型3模型4模型5教育-0.097∗∗∗-0.105∗∗∗-0.111∗∗∗-0.115∗∗∗-0.115∗∗∗-0.032-0.032-0.035-0.036-0.036收入-0.0050.366-0.0090.0300.029-0.084-0.090-0.084-0.086-0.086性别0.0940.0740.044-0.0390.039-0.177-0.174-0.17-0.162-0.162民族0.4930.3940.4880.4010.400-0.519-0.471-0.517-0.317-0.318宗教信仰0.500∗∗0.464∗0.501∗∗0.470∗0.469∗-0.355-0.342-0.356-0.215-0.215政治面貌-0.0120.077-0.0400.0500.049-0.218-0.239-0.212-0.221-0.221户口0.326∗0.2010.323∗0.2080.208-0.254-0.224-0.252-0.183-0.183婚姻状况0.1050.0570.1010.0580.058-0.237-0.227-0.237-0.216-0.215对信访的了解程度-0.400∗∗∗-0.389∗∗∗-0.380∗∗∗-0.374∗∗∗-0.374∗∗∗-0.044-0.435-0.044-0.064-0.064社会公平0.538∗∗0.483∗∗0.489∗∗∗ -0.165 -0.098-0.102政治效能感 -0.379∗∗∗-0.268∗∗∗-0.280∗∗ -0.068-0.100-0.112社会公平×政治效能感 0.026 -0.111_cons-2.780∗∗∗-4.768∗∗∗-1.636∗-3.946∗∗∗-2.993∗∗∗-0.052-0.008-0.172-0.995-0.848Prob > chi20.0000.0000.0000.0000.000Pseudo R20.031 40.049 90.039 80.054 00.054 1LR chi2LR chi2(9)=54.55LR chi2(10)=86.60LR chi2(10)= 69.07LR chi2(11)=93.74LR chi2(12)=93.79-2Log likelihood1 680.2621 648.2021 665.7331 641.0711 641.017
注:括号内为标准误;*代表P<0.1；**代表P<0.05；***代表P<0.01;无星号表明自变量不显著；表4、表6同。
表4 政府工作人员的不公正对待与群体性事件参与：基于交互项的分析 (N=8649)
变量名模型6模型7模型8教育-0.105∗∗∗-0.115∗∗∗-0.115∗∗∗(0.032)(0.032)(0.032)收入-0.0290.0220.031(0.087)(0.086)(0.087)性别0.022-0.013-0.011(0.167)(0.163)(0.163)民族0.4160.4150.407(0.492)(0.492)(0.488)宗教信仰0.409∗∗0.419∗0.403∗(0.333)(0.336)(0.331)政治面貌0.0120.0920.081(0.251)(0.245)(0.243)户口0.419∗0.416∗∗0.416∗∗(0.282)(0.280)(0.281)婚姻状况对信访的了解程度0.1060.1040.096(0.241)(0.241)(0.239)政府工作人员的不公正对待-0.371∗∗∗-0.359∗∗∗-0.358∗∗∗(0.044)(0.045)(0.045)社会公平1.916∗∗∗1.857∗∗∗0.419(1.097)(1.044)(0.828)政治效能感-0.257∗∗∗-0.481∗∗∗(0.077)(0.078)政府工作人员的不公正对待×政治效能感0.536∗∗∗(0.328)_cons-3.511∗∗∗-2.669∗-2.125∗∗∗(0.025)(0.062)(0.008)Prob > chi20.0000.0000.000调整后R20.09810.10200.1065LR chi2LR chi2(10)=170.25LR chi2(11)=177.00LR chi2(12)=184.76-2 Log likelihood1 564.5601 557.8101 550.046
(三)稳健性检验：民众参与群体性事件的城乡差异
在CGSS2010中，还有一个问题涉及了群体性事件，即D12a“在现实生活中，经常会看到一些群体性的举动或行动比如联合抵制不合理收费、串起来反对征地或拆迁、集体抵制某些项目的上马、集体请愿、上访、罢工或游行示威，等等。请问，在过去三年中您身边是否发生这样的事情”。表5汇报了受访者的回答情况，可以看出相较于农村，城市居民参与群体性事件的比例更高。
由表2技术指标对比可以看出，CDFU具有以下特点:①少运动部件，结构简单，安装快捷，操作、运用和维护费用低;②除油效率高(单级＞90%)，去除粒径小(最小去除粒径3μm)，停留时间短(仅1～5 min);③占地面积少，体积小，仅为传统溶气气浮的1/3，质量轻;④稳定性强，无滤网、聚结板或者少运动部件，不存在对结构的依赖，不容易堵塞等，能够保证处理效果的稳定;⑤无需加入化学药剂，有效去除乳化油，能够去除2～3μm的乳化油和悬浮颗粒。
表5 群体性事件的城乡差异 (N=11783)
拒绝回答是否Total城市Freq.631 1056 0547 222Percent0.8715.383.83100农村Freq.83404 2134 561Percent0.187.4592.37100
基于此，本文将所有样本分为城市和农村两种类型，进行稳健性检验。
表6 民众参与群体性事件的城乡差异 (N=8649)
变量名城市社区(N=5 207)农村社区(N=3 442)模型9模型10模型11模型12模型13模型14模型15模型16教育-0.113∗∗∗-0.112∗∗∗-0.108∗∗∗-0.107∗∗∗-0.100-0.099-0.132-0.130(0.039)(0.035)(0.035)(0.039)(0.093)(0.092)(0.081)(0.093)收入-0.047-0.034-0.050-0.0530.0960.0970.1340.129(0.110)(0.106)(0.107)(0.113)(0.142)(0.142)(0.163)(0.143)性别-0.178-0.1760.101-0.0980.3590.3580.3250.321(0.200)(0.167)(0.177)(0.197)(0.309)(0.310)(0.423)(0.306)民族-0.133-0.1290.095-0.1041.344∗∗1.341∗∗1.319∗∗1.309∗∗∗(0.383)(0.337)(0.340)(0.374)(0.635)(0.634)(2.326)(0.622)宗教信仰0.1840.1840.2190.2170.804∗∗0.802∗∗0.972∗∗∗0.981∗∗∗(0.285)(0.343)(0.347)(0.278)(0.364)(0.364)(0.928)(0.352)政治面貌0.2020.0890.005-0.0010.1660.1720.1850.191(0.257)(0.282)(0.256)(0.255)(0.462)(0.460)(0.553)(0.461)户口0.577∗∗∗0.573∗∗0.4340.439∗∗0.0640.080-0.065-0.052(0.270)(0.478)(0.411)(0.266)(0.532)(0.531)(0.498)(0.534)婚姻状况0.1040.0940.0420.0420.1140.1220.1010.109(0.251)(0.275)(0.258)(0.247)(0.448)(0.448)(0.491)(0.445)对信访对了解程度-0.276∗∗∗-0.276∗∗∗-0.304∗∗∗-0.306∗∗∗-0.506∗∗∗-0.508∗∗∗-0.518∗∗∗-0.521∗∗∗(0.078)(0.059)(0.057)(0.078)(0.109)(0.109)(0.066)(0.111)政府工作人员的不公正对待1.838∗∗∗2.025∗∗∗1.885∗∗∗1.941∗∗∗(0.205)(0.960)(0.275)(0.276)社会公平0.331∗∗0.363∗∗∗0.757∗∗∗0.737∗∗∗(0.168)(0.127)(0.368)(0.175)政治效能感-0.304∗∗-0.522∗-0.336∗∗∗-0.384∗∗∗-0.182-0.363∗-0.173-0.090(0.122)(0.091)(0.089)(0.139)(0.173)(0.211)(0.144)(0.197)政府工作人员的不公正对待×政治效能感0.566∗0.487(0.425)(0.333)社会公平×政治效能感0.108-0.168(0.138)(0.192)_cons-1.652-1.179∗∗∗-2.780∗∗∗-2.022∗-4.193∗∗∗-4.577∗∗∗-6.403∗-4.460∗∗∗(1.176)(0.365)(0.154)(1.120)(1.547)(1.439)(1.695)(1.442)Pseudo R20.09270.09750.04100.04150.13750.14110.10300.1042LR chi2LR chi2(11)=104.45LR chi2(12)=109.94LR chi2(11)=46.17LR chi2(12)=46.79LR chi2(11)=83.19LR chi2(12)=85.32LR chi2(11)=62.28LR chi2(12)=63.03-2 Log likelihood1022.6161017.1181080.8801080.260521.698519.559542.600541.853
表6列示了影响民众参与群体性事件的城乡差异因素的回归结果。在所有模型中，社会公平和政治效能感的系数与前文方向一致，只是在不同水平显著，这说明回归方程的估计结果是稳健的。不管是在城市还是农村社区，社会公平对于群体性事件参与均有显著的正向作用，民众越是认为他们所处的社会不公平，越有可能参与到群体性事件。政治效能感对应的系数在所有模型中均为负数，并在多个模型中表现出显著性，这说明回归方程的估计结果是稳健可靠的，民众政治效能越高，参与群体性事件的可能性就越低,但是影响城乡民众参与群体性事件的因素也存在一定的差异。
在城市社区，民众的受教育水平对于其参与群体性事件存在显著的负向作用，但是这一因素对于农村民众参与群体性事件作用并不显著。可能的解释是，居住在农村民众在受教育程度上并没有明显的差异，因此受教育水平对于群体性事件的参与没有表现出显著的作用。户口对于民众参与群体性事件的作用显著为正，这说明在城市中，农村户口的居民比城市户口的居民更可能参与到群体性事件中，其原因应该也很容易理解，可能是农村户口在城市中受到更多的歧视和阻碍，有更多的诉求需要表达，同时更倾向于采取非正式手段来表达。同时，城市社区的政府工作人员的不公正对待和政治效能感的交互项系数在5%的水平上显著为正，这说明在城市社区政府工作人员的不公正对待与民众参与群体性事件之间的关系受到政治效能感的影响。
在农村社区，相较于城市，民族和宗教信仰表现出显著的正向作用，与总体样本估计一致，这与民族宗教群体性事件多发的事实基本一致。在部分地区，农村的少数民族居民更可能参与到群体性事件中来，其中可能有民族文化和少数民族具有一定组织性等因素的影响。宗教成为民众参与群体性事件的正向影响因素，可能的解释是：农村是主流意识形态的薄弱地区，宗教的组织性降低了民众参与群体性事件的成本。但是宗教本身并不是社会冲突的根源，其在社会冲突过程中所扮演的角色更多的是“工具”，关键在于如何运用。
五、结论与讨论
(一)结论
本文基于社会行为理论提出了“社会环境—感知—行为”的分析框架，对社会公平、政治效能感和公民参与群体性事件进行经验分析和定量考察，研究了公民参与群体性事件的一般机制。本文认为个体参与群体性事件这一行为是其人格或个性(Personality)与其当时所处情景或环境(Environment)的函数。换句话说，公民是否参与群体性事件是由认为其政治行为对整个政治过程能否产生影响力的感觉或者感知(政治效能感)和当时面对的情景(社会公平)共同决定的。利用2010年中国综合社会调查数据(CGSS2010)进行的检验与理论分析相吻合，公民觉得社会越不公平越可能参与到群体性事件中，公民政治效能感越强越不可能参与群体性事件。政治效能感对于没有遭遇过政府工作人员的不公正对待的公众参与群体性事件有降低作用，政治效能感对于遭遇过政府工作人员的不公正对待的公众参与群体性事件有正向作用。影响城乡公民参与群体性事件的因素存在一定差异，户籍壁垒和受教育水平对于城市社区居民参与群体性事件有显著的正向作用，宗教和民族对于农村社区居民参与群体性事件有显著的正向作用。
(二)政策含义
经济与社会的变迁，带来了政治机会结构的改变，增加了官民之间的谈判筹码与对其控制的成本。一方面是对社会公平的天性偏好以及对不公平的抗争倾向，另一方面是政治参与的要求越来越强烈，在这样的背景下，处理不得当极有可能引发群体性事件。很长一段时间以来，社会管理是国家权力机关规范社会行为、维护社会秩序的管理行为。然而随着社会管理向社会治理的转换，应该更为注重社会行为产生的环境和行为人因素，关注两者之间的相互作用，采取相应的干预、协调、调节、控制。同时，注重治理技术以及公务人员的素质的提升，引导公众有序参与到政策议程当中，是化解群体性事件的重要抓手。
本研究尚存在一些不足。第一，群体性事件的种类很多，成因也多，简单地将其视为不公平环境下基于个体政治效能感的行为反应可能存在误差。第二，对于社会公平的测量可能存在误差，文章主要从个体感知的角度来测量了环境，可能测量的结果不够客观。第三，社会公平事实上也会影响政治效能感，文章简单地证明了两者存在相互作用，但是对于两者之间的作用关系并未作出说明，这也将成为未来研究的一个重要课题。
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【基金项目】教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“我国社会治理体系构建及其运行机制研究”(16JZD026)；教育部习近平总书记治国理政新理念新思想新战略研究专项任务项目“中国特色社会主义治理体系构建与平安中国建设研究”(17JFZX057)；广东大学生科技创新培育专项资金(攀登计划专项资金)重点项目“防范化解广州城中村社会稳定风险的对策研究”(PDJHA0031)
【收稿日期】2018-10-19
【中图分类号】D630
【文献标识码】A
【文章编号】1000-5455(2019)02-0106-11
(作者简介:张晓君，福建泉州人，华南理工大学—伦敦大学学院风险与减灾研究中心联合培养博士研究生，广州特大城市风险治理研究中心专职研究人员；王郅强，四川仁寿人，华南理工大学公共管理学院/广州特大城市风险治理研究中心教授。)
【责任编辑：于尚艳；责任校对：于尚艳】
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