摘 要：公共政策的有效传播是政策实施的基础和关键，而不同的信息传播渠道则会影响政策传播的总体效果。为揭示不同信息传播渠道对重大政策知晓度的影响，以中国流动人口为观察对象，以单独二孩政策为切入点，基于Logistic回归模型实证分析电视媒体、纸质媒体、互联网咨询、手机短信和微信、面对面健康讲座等信息传播渠道，有利于了解民众对政策知晓情况及其影响差异。研究发现，传统媒体依旧是流动人口政策信息的主要来源，互联网新媒体的使用水平反而较低；流动人口的年龄、教育水平、职业类型等人口学特征因素对政策信息获取影响差异显著；从不同地区来看，西部地区流动人口受所有信息传播渠道影响最为均衡和显著。
关键词：公共政策；政策传播；政策知晓；流动人口；单独二孩政策
一、导 言
公共政策质量关乎国家治理现代化的水平，随着治理议题的多样化与复杂化，公共政策质量越来越受到政治学、公共管理学等领域学者的关注，虽然此中政策问题挖掘的精准性、政策方案制定的科学性、政策价值蕴含的规范性是政策研究者的观测重点[1]，但政策的有效执行需要建立在良好的传播基础上，利益攸关者对政策信息的了解和认同情况决定了政策在实施环节的顺利程度，并且有效的政策信息传播既能够降低政策受众的政治冷漠甚至抵触、亦能令政府及时得到舆论反馈以完善和改进政策内容。由此，政策信息传播渠道无疑是影响政策质量不可或缺的因素。对于影响深远的重大公共政策而言，由于其能够从政治制度、经济建设、社会关系等不同层面变革国家的发展方向和社会价值的分配形式[2]，因而十分需要被公众广泛而有效地知晓并理解。在前互联网时代，纸媒传播和语言传播占据了政策传播渠道的主流，但这种传统大众传媒在信息扩散上存在着时间与空间上的种种制约因素，并不利于公众迅速获取重大政策信息。而在今天，互联网技术的发展普及为新媒体开辟了广阔空间，不仅变革了政治沟通的方式和向度，而且更显著提升了政策传播渠道的多样性与信息容量[3]。随着公共服务日益信息化，当前中国的政策传播方式和渠道选择都愈加丰富，但社会阶层和人口结构的复杂性，特别是弱势社会群体，依然面临重大政策信息有效获得的阻碍。为探究不同政策信息传播渠道是否存在差异性效果，如何选择传播渠道从而增强重大公共政策的知晓度，本文以我国的计划生育重大政策——单独二孩政策为例进行深入分析。
局部二值拟合模型（LBF模型）的提出是用于解决在对灰度不均匀图像分割上遇到的难题，它是通过引入高斯核函数来实现的。给定一幅图像I(x)(x ∈Ω ),Ω为图像域，对于图像域Ω中每个点x，其对应的能量函数为：
2013年11月15日，党的十八届三中全会通过了《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，提出启动实施一方为独生子女的夫妇可生育两个孩子的政策，即单独二孩政策。对于该政策，国家通过各类传播渠道实施了政策宣传，但流动人口作为动态性强、稳定性弱的特殊人群，对这项政策信息的接受程度有着怎样的表现？不同的政策传播渠道对其政策知晓情况是否存在差异化影响？是否存在其他影响该群体获取政策信息的因素？本文即试图通过实证数据来回应上述问题。对这些问题的回答，不仅有利于研究者更深入地了解中国重大公共政策的传播现状，而且对政府科学合理地分配传播资源具有重要的理论启迪意义。
二、文献评述
政策传播意为政策信息在组织间以及组织与公众之间的传递过程。与大众传播相比，政策传播更注重信息传递的组织性、强制性和目的性[4]。在有关政策周期的学术研究中，虽然研究者更多地将政策制定或政策执行与治理成果联系在一起，但在政治实践中，作为决策与执行之间连接桥梁的政策传播环节，其有效性甚至能够直接决定政策的成败[5]。因此，面对有着多重行政层级的中国政策传播环境，如何准确定位传播策略以及高效发挥传播能力是众多学者关注的焦点。具体而言，关于公共政策传播的研究可以分为以下三个方面。
第一，关于政策传播的渠道、模式及其演变进程的研究。政策传播最主要的组成因素是政府、媒体和公众，其本质是政策传播主体向传播对象传递、交流，共享政策信息的互动方式和行为过程[6]，其中以新闻媒体为中介的政策传播模式也被称为“中介政治模式”[7]。与西方注重利用商业媒体进行政策传播不同，中国公共政策的传播路径一般由政府内部传导、通过媒介传播和向公众直接传递构成[8]。有学者以单向关系和双向关系作为区分标准，将中国的政策传播模式进一步划分为直线、宣传、窗口、波形、新闻发布、压力模式等六类，并认为随着公众舆论地位的提升，中国的政策传播倾向正在由“控制与宣传”转变为“协商与互动”[9]。而在此基础上，不同的政策传播模式也对应着多样化的传播渠道。大众传媒作为政策宣传的主要载体和渠道，具有议程构建、政策商议、政策认同的作用[10]，它也是实现公众表达自由、保障公众知情权和披露信息的公共平台。因此，有研究者认为政府应主动为大众传媒设置政策议程[11]。也有学者认为，随着互联网技术的介入及自媒体的大量兴起，政策传播的模式和渠道越来越呈现出多点放射的特征，即传统媒介与互联网媒介的聚合为政策传播提供了更开阔的通道[12]，使得政策传播主体日益社会化、传播渠道日益多元化、传播制度日益规范化、反馈渠道日益多样化[13]。但也有学者指出，传播渠道的丰富与综合使用并不能彻底解决“传播失灵”问题[14]，只有当政策主体与政策受众达成良性沟通才能将政策传播的阻力降至最低。因此，在传播模式和传播渠道的选择方面，政府应注重培养公众的参与能力[15]。
“这里就是你说的糖人国？”唐小果用一种被骗的眼神盯着糖龙。为了记录自己接下来的伟大壮举，唐小果一路都举着摄像机拍摄。
第三，关于政策传播渠道选择及其溢出风险的研究。贝克(Ulrich Beck)的“风险社会”理论加深了人们对风险具有不确定性的认识，他提出理性决策也存在内生性风险，因而政策传播在现代社会中可能引发多种风险。卡斯帕森(Roger E. Kasperson)则在贝克的基础上提出风险的社会放大理论，认为风险作为一种可加工的特殊信息会随着社会传播而被扭曲和夸大[22]，正如在当前的中国，多元的信息传播主体和复杂的政策传导环境成了政策传播的风险“加工站”。此外，“风险沟通”(risk communication)理论进一步揭示了信息在流动中的风险并非是单向的，而是包含专家与非专家之间的双向沟通[23]，尤其是在政治参与的过程中，从公众流向政策制定者的信息也存在着信任风险[24]。在实际传播中，有学者针对农村政策在传播过程中的信息缺失现象进行全面分析，发现科层组织基于本位主义的截留和变通行为、农民专有传播媒介的匮乏、意见领袖的缺位等，都是造成政策信息难以触达基层的关键原因[25]。也有研究者从邻避效应的角度出发，探究政策传播对舆情传播的控制和引导作用，认为政策回应机制建立的及时性与有效性对于降低群体性事件风险至关重要[26]。还有学者对公共危机背景下的政府传播能力进行了实证研究，发现政府对互联网传媒平台的低效运用，更容易引发公众失信，并有可能导致政策权威的流失[27]。因此，为了保证政策传播的时效性、广泛性，不仅要选择合适的模式与渠道，还需要深入识别和规避潜在的传播风险。
综上所述，政策传播作为政策从概念转化为现实成果的中介性工具，有着多元的运作模式和制约因素，既有研究的丰硕成果为揭示政策传播的体系结构和发展进程提供了理论依据。但从另一方面来看，已有研究对政策传播工具的关注居多，成果多聚焦于先进技术对传统传播模式的冲击和改造，而对不同传播渠道的有效性却缺乏比较思考。虽然传播媒介的日渐丰富和交叉使用能够扩大政策的传播力度，但不同群体的信息获取难易度以及信息接收偏好差别较大，极易造成政策传播的不充分并扩大信息鸿沟[28]。因此，政策传播效果不仅需要从宏观的政策渗透率、支持度等因素进行衡量，还需要关注微观层面不同政策受众信息接收的差异性。
“目标可以概括为，到2020年实现‘一保两治三减四提升’。”苏克敬表示，“一保”，即保护农村饮用水水源，农村饮水安全更有保障；“两治”，即治理农村生活垃圾和污水，实现村庄环境干净整洁有序；“三减”，即减少化肥、农药使用量和农业用水总量；“四提升”，即提升主要由农业面源污染造成的超标水体水质、农业废弃物综合利用率、环境监管能力和农村居民参与度。
三、流动人口二孩政策知晓度的实证研究
本文所采用的数据，均来源于原国家卫生和计划生育委员会于2014年在全国开展的人口流入地监测调查工作数据，该项工作依据流动人口卫生计生服务管理工作职责和相关政策的研究需求而展开，目的在于了解流动人口的变动、公共卫生服务利用、计划生育服务管理等情况。调查人员以全国31个省(区、市)和新疆生产建设兵团2013年的全员流动人口年报数据为基本抽样框，采取分层、多阶段与规模成比例的PPS方法，对流动人口较为集中的人口流入地抽取样本点，所涉及的流动人口约为50万人。为研究流动人口对单独二孩生育政策的知晓情况和在传播渠道层面的差异，本文选取了16～54岁的受访者，筛选后的样本共涉及流动人口11.8万(见下页表1)。
表1变量数据描述
变量名变量取值频数百分比均值因变量二孩生育政策知晓情况知道10589689.7不知道1217510.31.1自变量电视媒体是5705148.3否6102051.70.48网络咨询是2616822.2否9190377.80.22社区健康讲座/纸质媒体是7283161.7否4524038.30.38手机短信/微信是2576521.8否9230678.20.22控制变量性别男7297961.8女4509238.21.38受教育程度未上过学15881.3初等教育1554213.2中等教育8770574.3高等教育1323611.22.95户口农业10030385非农业17768151.15职业公务员101088.6服务业7033259.6农民41913.5第二产业就业者3344028.32.52生育保险有1313411.1没有10493788.91.11长期居留意愿愿意7298961.8不愿意4508238.20.62现有子女数097908.316308153.42+4520038.32.3独生子女一方是10415888.2两方都是99968.5两方都不是39173.31.51流入区域东部5176543.8中部2067817.5西部3596730.5东北部96618.22.03
(一)变量选择与数据描述
从核心解释变量的回归结果来看，电视媒体、网络咨询、社区健康讲座/纸质媒体和手机短信/微信等信息传播渠道均对流动人口的二孩政策知晓情况具有显著影响，但就影响力度而言，社区健康讲座/纸质媒体、电视媒体、网络咨询、手机短信/微信呈现出依次递减状态，表明相较于新媒体，传统媒介对流动人口获取该政策信息的影响力度更大。有研究发现，当前流动人口对传统媒介的依赖程度仍较高[35]，这一研究结论与本文的研究结果具有高度的相似性，这也侧面验证了本研究结论的可靠性。
表1给出的是相关变量描述性统计结果，通过这一统计结果可以得出三个结论：首先，从总体来看，流动人口对于单独二孩政策具有较高的知晓率，但依然有10.3%的流动人口并不知道这一政策，说明该政策的传播活动仍需深入开展。其次，就政策知晓渠道而言，当前有一半以上的流动人口主要通过电视媒体、社区健康讲座或纸质媒体获得该政策信息，仅有20%左右的流动人口依靠手机短信、移动新媒体或其他互联网渠道获得这类政策信息，说明流动人口更倾向于利用传统媒介获取政策信息。再次，从受访流动人口的人口学特征变量与社会经济身份特征变量来看，符合当前我国流动人口的总体特征，这进一步证明了本调查数据的可靠性和代表性。
在此基础上，本文还区分了不同区域流动人口在该政策获取渠道方面的差异，以及其对流动人口政策知晓情况的影响。表6是进一步的分类回归，利用四个模型分别考察了东部、中部、西部和东北部流动人口的政策获取影响情况。结果表明：其一，电视媒体对四个区域内流动人口的政策知晓情况均存在显著影响，并且其对西部地区的影响程度最高。其二，网络咨询对东部地区、中部地区和东北部地区的影响均不显著，其仅仅对西部地区具有显著的正面影响。其三，社区健康讲座/纸质媒体对中部地区、西部地区、东北部地区均有显著的正面影响，但对东部地区的影响不显著。其四，手机短信/微信仅对东部地区和西部地区具有显著的正面影响。总体而言，东部、中部和东北部流动人口更倾向于利用传统媒体获得政策信息，而新媒体则在西部地区有较大受众，其原因可能与不同地区政府的政策传播偏好以及流动人口的媒介使用倾向相关。
表2连续变量数据描述
变量名最小值最大值均值标准差连续变量年龄165435.777.14流动时间(年)1455.984.78家庭月均收入(千元)0.6914.518.60.54
表3不同人口学特征的流动人口对二孩政策的知晓率
影响因素频数知晓率(%)X2影响因素频数知晓率(%)X2性别0.34职业965.97∗∗∗男6542489.6公务员954794.4女4047289.8服务员6398691农民348983.2第二产业2887486.3年龄229.09∗∗∗现有子女数1654.72∗∗∗30以下3020491.80906392.631～50岁7568888.915836092.550岁以上41002+3847385.1受教育程度3688.60∗∗∗独生子女230.14∗∗∗没上过学103265两方有一个是9290789.2初等教育1236679.6两方都是934293.5中等教育7965190.8两方都不是364793.1高等教育1284797.1家庭月均收入452.05∗∗∗长期居留意愿245.42∗∗∗4500元以下3633187.3不愿意3963887.94500～6300元3347590.3愿意6625890.86300元以上3609091.7流动时间53.87∗∗∗生育保险479.30∗∗∗3年以下4113789.5有生育保险93397893～6年2156291没有生育保险1249995.26年以上4319789.2户口性质497.27∗∗∗农民8912788.9非农民1676994.4
注：***表示0.001的显著水平
(二)单因素分析
除了政策传播渠道外，流动人口对单独二孩政策的知晓情况还受到多方面因素的影响。上页表3是对不同人口学特征变量进行的单因素分析，可以看到，除性别因素以外，受访流动人口的年龄、受教育程度、家庭月收入、职业、现有子女数、自身是否为独生子女、长期居留意愿等变量，均和受访者对该政策的知晓情况存在显著的影响关系，其中教育水平的影响尤为明显，在未受过教育的被调查者与受过高等教育的被调查者之间，政策知晓率的差距达到了32%。此外，经济地位、工作状况、生育成本、家庭成员构成等因素，对家庭的二孩生育意愿和生育行为具有显著的影响[34]，生育意愿、生育行为与二孩政策的了解意愿有着密切联系。因此，上述结果符合实际认知。
流动人口是中国较为特殊的政策受众群体，其有着庞大的基数、广泛的分布和异质性的社会结构，随着城镇化的深入发展和人口流动向度的多样化，中国的流动人口逐渐形成了城城、城乡、乡城、乡乡四种流动类型[29]；受制度环境和经济地位等因素约束，流动人口在社会适应、文化习得和心理认同方面存在着较大困难[30]，这也使得面向流动人口的政策传播有着相当大的不确定性。同时，政策知晓度作为最直观地反映政策传播效果的标准之一，对国家重大政策的贯彻力度具有重要影响[31]。因此，研究流动人口对重大公共政策的知晓度及其影响因素，能够有力地揭示中国政策传播资源的利用状况。本文以流动人口为调查对象，以单独二孩生育政策为切入点，利用相关调查数据进行实证分析，以发掘不同的政策传播渠道与流动人口的自身因素对该群体的政策知晓度存在何种影响，进而为政策传播的有效性及传播资源投放的准确性提供学理依据和经验支持。
基于上述结果，本文认为在重大公共政策传播视角下，政策宣传部门及相关政府机构应做出如下改进，以进一步优化传播策略与效果。
(三)多因素回归分析
若变量间存在精确相关关系或高度相关关系将会导致回归模型估计失真，因此在进行进一步回归分析前，有必要对将纳入回归模型中的不同人口学特征变量进行共线性检验。本文使用方差膨胀因子(Variance Inflation Factor，VIF)来判定变量的共线性问题，表4的诊断结果表明，所有变量的VIF值均小于10，意味着变量之间不存在多重共线性问题，不会使参数估计值的方差增大。
表4共线性诊断结果
变 量T显著性共线性统计允差VIF年龄-1.754.079.8441.184家庭月均收入-9.089.000.9091.100流动时间.077.938.8991.112长期居留意愿-9.876.000.9061.104独生子女-1.518.129.9381.066生育保险-3.325.001.8781.139户口性质2.299.022.8501.176受教育程度-42.001.000.7741.292职业分类15.104.000.9291.076现有子女数20.572.000.8101.235V区域3.305.001.9131.095(常数)140.156.000
本文的因变量是流动人口对二孩政策是否知晓，属于0～1型二元变量，而Logistic回归模型在分析此类社会科学问题时应用十分广泛，因此本文以单因素分析中具有统计学意义(P<0.05)的所有社会人口学特征为自变量，拟合Logistic回归模型来进一步分析流动人口关于二孩生育政策知晓情况的影响因素。
下页表5显示的是回归分析结果。模型一是初始回归模型，模型二、三、四、五分别引入了电视媒体、网络咨询、健康讲座/纸质媒体以及手机短信/微信四个核心解释变量，模型六是全部变量的回归模型，以整体考察不同传播途径对政策知晓情况的影响。
三个通道的振动加速度信号通过信号调理器和INV36DF型信号采集处理仪采集得到，输入到电脑中由与之相配套的DASP软件纪录和存储。
本文所使用的因变量是受访者是否知道当前国家的单独二孩政策，对应问卷中的问题是“您知道国家已启动实施‘单独二孩’政策吗？”本文所关注的核心解释变量是受访者获取政策的渠道，共包含以下四个变量：网络咨询、电视媒体、手机短信/微信、社区健康讲座/纸质媒体，与以往的研究“关于政策传播渠道的分类”具有一致性[32]。同时，流动人口的人口学特征与社会经济地位等也可能影响其政策信息获取情况[33]。因此，本文将这些因素纳入作为控制变量(见隔页表4)。
表5基本回归结果(N=118071)
影响因素比较组参照组模型一回归系数模型二回归系数模型三回归系数模型四回归系数模型五回归系数模型六回归系数年龄连续变量0.005∗∗∗0.005∗∗0.003∗0.006∗∗∗0.004∗0.005∗∗流动时间连续变量0.0020.0020.0020.0030.0020.003家庭月均收入连续变量-0.224∗∗∗-0.211∗∗∗-0.204∗∗∗-0.225∗∗∗-0.206∗∗∗-0.207∗∗∗受教育水平初等教育没上过学2.084∗∗∗2.049∗∗∗2.009∗∗∗2.021∗∗∗2.041∗∗∗1.98∗∗∗中等教育1.435∗∗∗1.145∗∗∗1.367∗∗∗1.38∗∗∗1.407∗∗∗1.354∗∗∗高等教育0.763∗∗∗0.755∗0.722∗∗∗0.732∗∗∗0.749∗∗∗0.721∗∗∗户口性质非农业农业0.128∗∗0.125∗∗0.113∗∗0.13∗∗∗0.121∗∗0.124∗∗职业服务业公务员-0.28∗∗∗-0.267∗∗∗-0.256∗∗∗-0.261∗∗∗-0.267∗∗∗-0.249∗∗∗农业-0.363∗∗∗-0.357∗∗∗-0.351∗∗∗-0.338∗∗∗-0.359∗∗∗-0.333∗∗∗第二产业0.0660.035-0.0730.007-0.0690.058独生子女情况有一方是双方都不是0.136∗0.14∗0.134∗0.0980.136∗0.110+双方都是-0.025-0.2-0.017-0.055-0.018-0.042现有子女数10-0.318∗∗∗-0.345∗∗∗-0.312∗∗∗-0.303∗∗∗-0.317∗∗∗-0.323∗∗∗2+-0.493∗∗∗-0.497∗∗∗-0.486∗∗∗-0.475∗∗∗-0.492∗∗∗-0.478∗∗∗生育保险有无0.465∗∗∗0.4∗∗∗0.42∗∗∗0.371∗∗∗0.431∗∗∗0.323∗∗∗长期居留意愿愿意不愿意0.208∗∗∗0.182∗∗∗0.204∗∗∗0.174∗∗∗0.204∗∗∗0.161∗∗∗区域中部东部0.289∗∗∗0.296∗∗∗0.309∗∗∗0.249∗∗∗0.325∗∗∗0.274∗∗∗西部-0.0180.0320.02-0.0040.0250.048东北部0.509∗∗∗0.606∗∗∗0.553∗∗∗0.523∗∗∗0.575∗∗∗0.614∗∗∗电视媒体0.636∗∗∗0.42∗∗∗网络咨询0.559∗∗∗0.169∗∗∗社区健康讲座/纸质媒体0.71∗∗∗0.559∗∗∗手机信息/微信0.528∗∗∗0.117∗∗常数项-1.884∗∗∗-2.309∗∗∗-2.387∗∗∗-2.238∗∗∗-2.41∗∗∗-2.711∗∗∗调整后R20.1050.0950.1050.0950.116
注：通过回归假设检验和模型稳健性检验，证明以上模型满足经典回归假设，且原模型结果较可靠。***表示0.001的显著水平，**表示0.01的显著水平，*表示0.05的显著水平，+表示0.1的显著水平
再从其他控制变量的结果来看，首先，年龄和受教育水平对流动人口的二孩生育政策知晓情况存在显著的正面影响，并且随着受教育程度的提高，其正面影响效应呈降低趋势。同时，流动人口的非农业户口性质也有利于增加其政策知晓度。其次，有生育保险的流动人口更乐于去了解二孩生育政策，而已有子女的流动人口则不愿意进一步了解该政策信息。再次，家庭月均收入水平对二孩生育政策传播的影响是负向的，原因可能在于随着收入水平的提高，流动人口的工作压力也在相应增大，这会影响其了解二孩生育政策的时间和精力。最后，有长期居留意愿与政策知晓度成正相关关系，表明流动人口的居留稳定性越强，融入流入地的愿望也会越强烈，这会促使其更关注二孩生育政策。但是，流动时间的长短对流动人口政策知晓情况的影响并不显著，原因可能在于该政策在各地区的传播方式和力度差异较小。
表2呈现的是连续变量的统计结果，其中受访者的年龄在16～54岁之间；流动时间在1～45年之间，跨度十分大；家庭月收入的均值为8600元，总体上低于当前我国城市人口的收入水平。
表6分区域回归结果(N=118071)
影响因素比较组参照组东部回归系数中部回归系数西部回归系数东北部回归系数样本数量5176520678359679661常数项-2.307∗∗∗-0.921-0.046∗∗∗-3.47∗年龄连续变量0.009∗∗∗0.012∗∗-0.001-0.005流动时间连续变量-0.0040.017∗∗0.0030.02∗∗家庭月均收入连续变量-0.235∗∗∗-0.389∗∗∗-0.122∗∗∗-0.171∗受教育水平初等教育没上过学2.084∗∗∗1.577∗∗∗2.02∗∗∗1.61∗∗中等教育1.463∗∗∗1.093∗∗∗1.337∗∗∗1.082∗∗∗高等教育0.809∗∗∗0.434∗∗0.719∗∗∗0.571∗∗∗户口性质非农业农业0.195∗∗0.323∗∗0.311+-0.069职业服务业公务员-0.244∗∗∗-0.13-0.277∗∗-0.099农业-0.389∗∗∗-0.196∗∗∗-0.289∗∗∗-0.367∗∗∗第二产业0.133-0.0170.158∗-0.148独生子女情况有一方是双方都不是0.1350.0260.0260.346双方都是-0.025-0.039-0.1350.157现有子女数10-0.483∗∗∗-0.103-0.207∗∗-0.471∗∗2+-0.539∗∗∗-0.486∗∗∗-0.402∗∗∗-0.453∗∗∗生育保险有无0.286∗∗∗0.0580.441∗∗∗0.299长期居留意愿愿意不愿意0.2∗∗∗0.156∗∗0.139∗∗∗-0.117电视媒体0.346∗∗∗0.361∗∗∗0.51∗∗∗0.044∗∗∗网络咨询0.0820.0390.313∗∗∗0.173健康讲座/传统纸质0.5510.503∗∗∗0.552∗∗∗0.759∗∗∗手机短信/微信0.146∗∗0.0540.12∗0.088调整后R20.120.0740.1180.071
注：通过回归假设检验和模型稳健性检验，证明以上模型满足经典回归假设，且原模型结果较可靠。***表示0.001的显著水平，**表示0.01的显著水平，*表示0.05的显著水平，+表示0.1的显著水平
四、结论与讨论
政策传播的有效性对于重大公共政策的实施效果具有决定作用，而传播渠道的选择、传播受众的定位更与政策传播质量密切相关。既有研究主要集中于对特定传播途径的效果进行分析，或仅关注渠道选择的风险，忽略了不同传播渠道在同一政策环境中的差异表现。为弥补此类研究缺陷，本文通过运用Logistic模型就单独二孩生育政策的知晓程度，对中国的流动人口群体进行了实证分析。研究结果总体可以分为三个部分：第一，单独二孩生育政策在流动人口中的传播水平较高，但仍有部分人群未被有效传播，并且不同的传播渠道对政策知晓度的影响存在显著差异，传统媒介如电视媒体、健康讲座、纸质媒体是流动人口获取二孩生育政策的主要来源，而网络咨询、手机短信及微信则对流动人口的政策知晓度影响较弱。第二，从人口学特征来看，年龄、受教育程度、户口性质、家庭收入、职业、现有子女数、是否具有生育保险等因素，对流动人口的政策知晓程度也具有显著影响。第三，不同政策传播渠道对不同区域流动人口的政策知晓情况的影响存在较大差异，传统媒介的影响范围依然较广，而新媒体渠道仅对东部和西部地区的流动人口影响显著。
强生公司积极配合警方，生产环节的每一位员工都接受了调查，但都被排除了嫌疑。由于当年没有监控录像，凶手没有留下任何可以追查的线索，但是警方还是发布了凶手的一些特征：男性，芝加哥本地人，内向孤僻，可能具有人格障碍或心理疾病；对迈克耐尔公司或者美国政府心怀不满，所以实施报复；由于可以接触到氰化物，应该从事制药或者冶金等行业；拥有一辆私家车，可以自由行驶在街道，寻找可投毒的药店。
第二，关于政策传播效果影响因素的研究。政策传播的效果是检验传播模式及渠道在实践过程中正确性与有效性的标准；与此同时，两者也与其他多方面因素共同影响着政策传播的效果。有学者将政策传播的影响因素分为传播者、内容、手段、受众以及环境五个部分，并利用政策知晓度、理解度、赞同度、支持度四个维度来衡量政策传播的效果[16]。也有学者更关注政策主客体间的互动关系对政策传播的影响，认为政府能否将外在的政策要求内化为公众的偏好和需求，对提升政策传播质量十分重要[17]。当前，随着互联网技术的普及发展，新媒体越发占据了传媒市场的主要份额，研究者也开始将重点转向探讨互联网技术对政策传播效果的影响。有学者认为互联网媒体提升了中国的政治机会开放程度，降低了政策传播的成本，但也提高了政策扭曲及失真的可能性[18]。也有学者提出互联网媒体使得政策传播在效果层面需要接受“组织”和“公众”双重标准的检验，当两者达到一致时，公共政策才能发挥其应有的传播效果[19]。当然，也有部分学者提出互联网媒体对政策传播效果并非总是具有正向影响，当前中国政府对网络传播平台的应用和监管能力尚且不足，存在新旧媒体缺乏有机融合、传播内容缺乏亲和力以及信息失衡等问题[20]。因此政府还需要通过长期的开发和投入来提升政策信息在新媒体环境下的传播规范性[21]。
第一，重大公共政策在传播环节需要更加关注流动人口群体，并提高传统传播媒介的使用水平。流动人口的特殊之处就在于其工作、居住稳定性不高，因而提升该群体的重大政策知晓度具有一定困难，鉴于其获取政策信息主要依赖于传统媒介，各级政府应当加强政策在电视媒体和纸质媒体上的宣传力度，同时提高社区健康讲座等传播活动的开展频率，以确保流动人口在政策信息获取方面的公平性与有效性。
第二，提高对流动人口的福利供给水平。从上文分析结果可见，流动人口的受教育程度、生育保险有无等因素，对其获取生育政策具有显著的正面影响，这些都属于基本社会福利范畴。因此，提升流动人口的社会保障水平将有利于提高该群体对此类公共政策的感知力度。
(3)将原始数据转换为对数值，剔除大于或小于X+3S的特高值或特低值，计算其平均值X、标准离差S，用以计算异常下限值及划分色区。其中异常下限值的确定综合考虑了计算值、累计频率值及研究区的地质背景等因素。
第三，对不同区域的流动人口采取差异化政策传播方式，以提升宣传资源的利用效率。从不同区域流动人口政策知晓度的回归分析可见，在对东部地区流动人口进行政策传播时，可以适当增加对电视媒体、手机短信及微信的投入力度，适当降低社区健康讲座、纸质媒体等资源的消耗；在中部和东北部地区的政策传播中，可以继续加大对传统媒介的投入力度；对西部地区流动人口的政策传播可以采取更加多样化的方式，将传统媒介与新媒体进行充分结合。
第四，提高政策宣传机构对互联网新媒体的开发与运用能力。尽管在二孩生育政策的传播实例中，传统媒介的政策传播效果在总体上优于互联网媒体，但中国的政务信息技术尚处于发展完善阶段[36]，这也是造成流动人口对新媒体利用不充分的原因之一。从长远来看，利用互联网进行信息传播具有快速便捷和突破时空限制的优势，并且随着中国网络用户的不断增多，以新媒体进行政策传播既是政治沟通发展的重要趋势，亦是国家治理能力向现代化转型的技术基础。
选取在2015年5月—2018年5月轮转至泌尿外科的基地住培学员60人作为研究对象。将其随机分配为实验组和对照组。其中，实验组（30人）采用PBL的教学方式；对照组（30人）采用传统的教学方式。通过比较，两组学员在平均年龄、性别构成及学历方面，差异无统计学意义（P＞0.05），具有可比性。
单独二孩政策作为我国计划生育政策的重要形式，是国家长期发展战略的关键组成部分，在中国重大公共政策领域内具有较强的代表性。因此，本文对该政策传播途径及效果的研究结果，对其他公共政策同样具有借鉴意义和研究价值。同时，由于本研究所采用的是截面数据，因而难以深入分析流动向度和时间变化对流动人口政策知晓度的影响，这也是在后续研究中需要进一步解决的问题。
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中图分类号：D630
文献标志码：A
文章编号：1002-462X(2019)07-0054-10
基金项目：国家社会科学基金重大项目“新时代中国特色政治学基本理论问题研究”(18VXK003)；国家社会科学基金项目“政治学研究方法前沿及其在国家治理能力指标建构中的应用研究”(15BZZ001)
作者简介：臧雷振，1985年生，中国农业大学人文与发展学院教授，博士；张一凡，1994年生，北京大学国家治理研究院研究助理。
[责任编辑：巩村磊]
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