论文互联网对青年政治参和的影响与基于CGSS2019数据的实证分析，本文是关于实证分析类论文怎么写与实证分析和CGSS2015数据和青年政治参与方面毕业论文范文.
〔作者简介〕曾鸣（1989—）,男,河南信阳人,武汉大学政治与公共管理学院博士生,主要研究方向为公共文化服务.
〔摘 要〕基于CGSS2015的数据,运用Probit模型,实证分析互联网使用对青年政治参与行为的影响,结果表明,互联网使用、上网频率均显著降低了青年政治参与的可能性.为提高青年政治参与行为与意识,应全面推进互联网建设,减少互联网中负面信息的影响,大力弘扬社会主义核心价值观,提高社会信任水平,使互联网成为民众与政府有效沟通的工具.
〔关 键 词〕互联网使用；社会信任；青年政治参与
〔中图分类号〕D61 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-7155(2018)04-0035-06
一、问题的提出
上世纪“五四运动”将青年尤其是青年知识分子的政治参与热情推向一个高峰.新时期以来,在社会主义核心价值观的引导下,青年开始以一种更加理性、负责和思辨的态度去审视政治参与（武颖,2016）[1],青年逐步成为社会政治参与的生力军.青年政治参与,即主要以青年群体为主体,参与选举、集会、抗争游行、参加社会团体等一系列影响政治体系的活动.根据法律和程序的规制许可,研究者往往将政治参与分为制度化和非制度化两种类型.制度化政治参与包括选举、参与公共事务治理、参与社会团体等,非制度化政治参与包括游行、、集体暴力活动等.制度化政治参与隶属于合法政治活动范畴,而非制度化政治参与一般与政治抗争、社会运动等概念相关联（王衡,2017）[2].本研究认为,青年政治参与类型可以依据两个特点划分：第一,从青年政治参与的目的上,分为私人性政治参与与公共性政治参与；第二,从青年政治参与的形式上,分为制度化政治参与和非制度化政治参与（见表1）.
在提高青年政治参与意识与行为的过程中,要充分意识到完善的政府——公民信息沟通机制是保证青年享有政治参与信息知情权、促进政治参与信息公开、加强青年与政府的信息互动及提高政府信任的重要路径与契机.近年来,随着国家对互联网信息发展的高度关注,我国互联网信息建设取得了长足发展. 《2017年通信业统计公报》显示,随着光纤和优化4G服务的加快推进,2017年全国固定互联网宽带接入用户总数达3.49亿户,全年净增5133万户,移动宽带4G用户总数达到9.97亿户,全年净增2.27亿户.CNNIC第41次《中国互联网络发展状况统计报告》显示,截至2017年12月,我国网民规模达7.27亿人,普及率达55.8%,超过全球平均水平4.1个百分点；而我国网民年龄在结构上仍以10-39岁青年群体为主,占整体比重的72.1%.青年俨然已经成为互联网使用的主要群体.微信、微博、网络论坛等网络社交互动平台功能的完善进一步拓宽了青年的社交边界,并对青年的思想意识和行动观念产生了重要的影响.较之于电视、期刊、广播和报纸等传统媒介信息传播的相对滞后性,互联网使用的开放性、匿名性、虚拟性和便捷性等特征使青年网民能够广泛自由地参与社会、政治讨论.相关研究也表明,互联网的推广和普及显著影响了青年群体对政府的信任,并拓宽了其与政府的交流方式,从而提高了青年的政治参与意识与行动（Tolbert,2003）[3].
中国青年的政治参与是政治生活进步的助推器,培育正确的政治参与行为与意识,是保证青年健康成长,实现青年有序、合法参与政治的重要指南.随着“互联网+”国家战略的逐步升级,“互联网+政治参与”将可能成为提高青年政治参与意识的有利抓手.基于上述分析,本文利用中国综合社会调查（CGSS）2015年的大样本微观数据,实证分析互联网使用对政府清廉感知与青年政治参与产生何种影响效应.
二、青年政治参与的研究进展与影响机理
“经济人假定”认为人都是理性的,个人的行为选择都是基于一定的利益.青年政治参与同样遵循“经济人假定”的原理,当青年考虑其政治参与收益大于成本之时,他们便会选择积极主动参与,反之亦然（张蓓,2017）[4].因此,经济利益、经济地位是影响青年政治参与的一个重要动力机制,对青年政治参与具有显著的促进作用（周义程,2007）[5].出于对个人利益、参与成本和政府态度等多因素的考虑,青年对政治事务的行动参与热情呈递减趋势,更多地倾向于通过网络媒体来间接参与（方雪琴,2013）[6].但是需要层次学说认为,自我实现的需要和满足是人基本需要的最高层次,对基层政治事务参与是青年实现其权利和诉求表达的一种方式（李岚冰,2016）[7].随着经济社会发展带来的居民生活水平和幸福感的提升,青年群体通过多种渠道的参与途径对政府政策产生影响,从而提高其自我认同感和归属感（White,1996）[8].因此,青年政治参与是经济因素和情感因素共同作用的结果.
关于互联网使用对青年政治参与的影响研究,学界普遍存在两种对立但尚未达成一致的说法：一种是“信息媒介动员论”,一种是“信息媒介抑郁论”.“信息媒介动员论”认为,在信息化时代,手机、互联网等新兴媒介是沟通公民与政府的重要桥梁,互联网作为政府政务信息的传播者和扩散者,对政府服务绩效的评价起着重要的导向作用（Moy,2000）[9].互联网已经成为信息时代民众获取政治参与信息的主要途径.公众能通过互联网有效感知政府政务信息的透明度,从而影响其政治参与的意愿（胡荣等,2017）[10].Andre等（2014）[11]的研究也表明,政府的信息公开制度、政务微信与微博的推广、政府通过互联网与民众的沟通等能有效提高民众对政府服务质量的心理预期,从而提高其政治参与的积极性.而“信息媒介抑郁论”则认为,互联网信息媒体的放大效应容易引起青年群体制度化政治参与意识下降（Vliegenthart,2017）[12].青年通过互联网可以便捷地获取政治新闻信息,但是因负面新闻的存在,并且受自身认知水平等因素的影响,互联网媒体对良好政府绩效和劣质政府绩效的反面报道将会影响民众的政治参与意识与行动,甚至引起非制度化政治参与行为的发生（王建武）[13].但Stanyer（2004）[14]的研究发现,“信息媒介抑郁论”在理论和实践上都缺乏数据的支持.关于互联网使用频率对青年政治参与的影响,也存在两种对立的研究.一种研究认为,互联网使用的频率和时间对青年政治参与具有抑制效应,也称为“互联网时间替代假说”（曾凡斌,2013）[15].该假说认为,过多的时间投入在互联网上会增加人与人、人与社会之间的冷漠,现实社交时间被网络社交所挤用,从而可能导致青年参与政治、社会活动的积极性降低,甚至因为网络谣言激发社会矛盾,引起抗争性政治参与行为的爆发.另一种观点认为,互联网信息的发展畅通了沟通渠道,增强了人与人、人与社会、人与政府之间的信任,为实现有序的政治参与鉴定了良好的社会基础.
无论是“动员”还是“抑郁”,当前已有研究成果大多从宏观视角解读互联网使用对政治参与的影响,缺乏对互联网使用的关键因素——作为行为主体的“人”进行微观分析.群体的差异性使得人们在使用互联网的目的、方式、偏好、时间方面也存在很大的差别,而这些差异正是影响公民政治参与的关键因素.相关研究已经证实,青年群体通过互联网进行人际关系的拓展,例如通过网络进行微博、微信、论坛等互动有助于扩大社会资本的边界,进而更容易参与到政府公共事务的治理之中；相反,沉溺于网络游戏则会对青年社会资本造成负面影响,从而更容易诱发非制度化政治参与行为的发生.因此,互联网使用对青年政治参与的影响是多重因素共同作用的结果.综合已有研究发现：当前研究的焦点集中于讨论互联网使用对青年网络政治参与,即青年网上讨论政治事务、参与政治话题讨论的研究.研究成果均已证实年龄、知识背景、阶级的认知和家庭经济水平等差异对青年网络政治参与具有重要影响,青年群体已经成为了我国当代政治发展的重要组成部分.
综合以往研究结论,互联网使用能够通过多种途径对青年网络政治参与产生影响,但是互联网使用能否直接对青年政治参与行为产生影响,从制度和实践上都尚未得出一致定论.较以往研究,第一,本文将互联网使用分为是否使用互联网和上网频率两个维度,深入分析二者对青年政治参与的影响效应；第二,为准确评估互联网使用对青年政治参与影响的净效应,本文添加“信息来源渠道”作为工具变量来克服内生性问题.基于此,本文利用中国综合社会调查2015年的数据,分析互联网使用对青年政治参与的影响.
三、数据来源与研究设计
（一）数据来源
本文的研究数据来源于中国综合社会调查（简称CGSS）2015年度调查数据.中国综合社会调查始于2003年,是我国最早的全国性、综合性、连续性的学术调查项目.CGSS2015年的调查采用多阶段分层抽样方法,调查对象覆盖全国28个省级行政单位（新疆、西藏、海口和港澳台地区除外）,包括478个村、居委会,共回收有效问卷10968份.根据本文研究需要,剔除存在缺失值和回答“不知道”的样本,最终得到4774个观测值.
（二）变量描述
1.被解释变量：青年政治参与
根据联合国教科文组织的规定,青年指年龄在16-45周岁的人群.如前所述,依照政治参与目的的公共性与私人性,参与形式的制度化与非制度化的划分依据,本研究将“青年政治参与”操作化为公共性强、制度化强的“选举参与”,选取问题“A44.上次村委会/居委会选举,您是否参加了？回答是,赋值为1,回答否,赋值为0”,有效样本数为4774个,分别占比为39.51%和60.49%.
2.解释变量：互联网使用
互联网使用.在测量互联网使用时,以往研究大多从是否使用互联网、互联使用时长、目的、内容等维度进行测量,本文将互联网使用操作化为两个维度,第一,是否使用互联网,选取问题“A285.过去一年您对互联网的使用情况如何？回答使用,赋值为1,回答不使用,赋值为0”；第二,上网频率,选取问题“A3012. 过去一年您是否在空闲时间从事上网活动？答案选项分别为每天、一周数次、一月数次、一年数次或更少、从不,分别赋值为5、4、3、2、1”,有效样本数为4774个,分别占比为35.94%、15.27%、8.52%、5.13%、35.14%.
3.控制变量
遵循文献的研究传统,选取个体层面、家庭层面和社会层面的变量作为本文的控制变量.个体层面变量包括年龄、性别、婚姻状况、受教育水平、政治面貌等；家庭层面变量包括家庭收入水平等；社会层面变量包括社会公平感、社会交往、社会信任感、心理健康水平、公共教育服务质量等.各变量定义和描述见表2.
（三）模型选择
Probit模型为概率型非线性模型,可以预测一个分类变量中每一个分类所发生的概率,适用于因变量为分类变量,自变量为二分类或多分类的情况.本文因变量“青年政治参与”为二分变量,并且自变量和因变量之间呈非线性关系,因此,采用二元Probit模型进行回归分析,并计算边际效应.具体的模型构建如下：
在方程（1）中,表示第i个地区第j个青年政治参与状况,表示第i个地区第j个青年互联网使用情况,表示其他控制变量,、表示各变量系数,表示随机误差项.
四、实证分析结果与讨论
（一）互联网使用影响青年政治参与的效用估计
在表3中,分别建立4个模型分析互联网使用对青年政治参与的影响.模型1回归结果显示,在没有加入任何控制变量的情况下,互联网使用在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,表明使用互联网的青年群体政治参与的概率要低于不使用互联网的青年群体.模型2在加入其它控制变量后,互联网使用依然在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,求得其边际效应为-0.0755,表明使用互联网的青年群体政治参与的概率比不使用互联网的青年群体政治参与的概率要低7.55%.模型3回归结果显示,在不加入其它控制变量的情况下,上网频率在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与.模型4在加入其它控制变量后,上网频率依然在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,表明青年上网越频繁,其政治参与的概率就越低,上网频率每增加一个单位,青年政治参与的概率就降低2.95%.我们对此解释为,“信息媒介抑郁记”和“互联网时间替代假说”在中国当代起主导作用,即过多负面新闻的存在和网络对社交时间的挤占使青年制度化政治参与行为降低.
其它控制变量也对青年政治参与具有重要影响.以模型2为例,从个体特征变量上看,年龄、性别、婚姻状况均在1%的显著性水平上正向影响青年政治参与,年龄每提高一个单位,青年政治参与的概率就提高0.95%,男性青年比女性青年政治参与的概率要高4.47%,已婚青年政治参与的概率比未婚青年高8.18%；心理健康水平在10%的显著性水平上正向影响青年政治参与,心理越健康,青年政治参与的几率就越高.从家庭层面变量上看,家庭收入在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,即家庭收入越高,青年政治参与的可能性就越低,家庭收入每提高一个单位,青年政治参与的概率就降低5.03%.从社会层面变量上看,社会信任感、社会交往、公共教育服务质量分别在5%、15%和10%的显著性水平上正向影响青年政治参与.
（二）内生性问题
首先,一些无法避免的遗漏变量,例如受访者接受新事物的观念、心理意识等很可能对自变量和因变量产生影响,从而造成变量的遗漏问题.其次,受访者的主观认知和态度可能对互联网使用、政治参与存在报道失实,从而导致存在“低报”或“高报”现象,造成测量上的偏误.最后,互联网使用与青年政治参与之间存在互为因果关系,青年政治参与也会对互联网使用造成显著影响,例如换届选举会增加青年群体对互联网的使用时间,拓宽青年群体对互联网信息的了解范围,并且单独使用截面数据对互联网使用和青年政治参与做回归也容易造成回归结果存在偏误.
为克服模型的内生性,以得到互联网使用对青年政治参与影响的净效应,笔者添加“信息来源渠道”作为互联网使用的工具变量.陈云松（2013）[16]的研究表明,对ITC产品的使用偏好直接影响居民对互联网的使用,但是这对政治参与的意识和行为并无影响.因此,我们选用“信息来源渠道”作为互联网使用的工具变量.表4汇报了IV Probit回归模型的参数估计结果.模型A1回归结果显示互联网使用在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,即使用互联网降低了青年政治参与的概率；模型B1的回归结果显示,上网频率在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,即上网越频繁,青年政治参与的可能性就越小.其他控制变量的符号与前述基准回归模型量符号完全一致.
（三）稳健性检验
由于前述Probit模型回归难以规避样本混淆变量、选择性偏误等问题,本文选择倾向得分匹配法对前述Probit模型回归结果进行进一步的检验.倾向得分匹配方法的核心在于试图通过匹配再抽样的方法使观测数据尽可能地接近随机试验数据,实现对使用互联网与青年政治参与的因果关系进行稳健性推断.基于倾向得分匹配方法能有效地解决二值分类变量可能存在的变量遗漏、选择性偏误等问题,从而对实验组（Treated,“使用互联网”）和对照组（Controls,“不使用互联网”）在青年政治参与上是否存在系统性差异进行检验.根据倾向得分匹配方法的估计思路,假设为青年政治参与的结果变量,为使用互联网的政治参与结果,为不使用互联网的政治参与结果.依据匹配后的样本特征,比较实验组和对照组青年政治参与的差异,得出使用互联网对青年政治参与的因果关系影响系数ATT（Average Treatment Effect on the Treated）,即平均处理效应.定义为：
ATT等于E（）-
E（|）
首先通过一对四匹配方法匹配,对比匹配前后结果,大多数变量的标准化偏差均大幅度缩小.匹配前各变量平均标准偏差为42.1,匹配后各变量平均标准偏差降为5.6,匹配后除年龄、家庭收入的标准化偏差大于10%之外,其余变量的标准化偏差均小于10%,说明匹配效果较好,且匹配后大多数t检验结果不拒绝原假设“处理组与对照组无系统差异”.
其次,为使估计结果更加稳健,笔者分别采用k近邻匹配（k等于4）、半径匹配、核匹配、局部线性回归匹配、样条匹配和马氏匹配方法来估计互联网使用影响青年政治参与的平均处理效应.表5的分析结果显示,在匹配前,互联网使用在1%的显著性水平上负向影响青年政治参与,使用互联网使青年政治参与的几率降低了19%.匹配后的结果显示,互联网使用依然在5%和1%（马氏匹配）的显著性水平上负向影响青年政治参与,即使用互联网降低了青年政治参与的可能性,与前述Probit模型回归结果相一致.
五、结论与政策建议
政治参与是社会中公民政治生活质量的重要体现,政治参与的深度和广度是政治发展的 “晴雨表”（曹雅丽,2001）[17],互联网与政治社会的融合,将进一步推动完善公民与政府沟通机制.中国青年是受最新的科技和信息技术深刻影响的一个群体,而互联网的发展进一步为其政治参与行动提供了广阔的空间.党的十九大报告明确指出“要积极发展政治,扩大人民有序的政治参与,保证人民依法实行选举、协商、决策、管理、监督”.经济的稳步发展和社会的转型为当代中国公民的政治参与创造了良好的机遇,有序的政治参与为政治体系的运行提供了原料和能量,为政治决策资源的提取扩大了范围（李元书,2001）[18],因此,保障公民有序的基层政治参与是巩固基层政权,完善基层治理的核心所在.这不仅有利于推动政治文明的发展,同时也是构建和谐社会的重要因素.互联网作为有效沟通民众与政府间信息的桥梁,理应发挥调节青年政治参与的作用.笔者利用中国综合社会调查2015年的调查数据,采用Probit和IV Probit模型,分析互联网使用对青年政治参与的影响.研究发现：总体而言,互联网使用、上网频率降低了青年政治参与行为.
目前,伴随着经济的稳定增长和社会的转型,一系列的社会问题亟待解决.政治参与有利于维护基层稳定.根据本文研究结论,为维护稳定,促进基层治理现代化,就要全面推进互联网建设,减少互联网中负面信息的影响,避免网络使用挤占社交时间,大力弘扬社会主义核心价值观,使互联网成为沟通民众与政府的桥梁,将互联网发展成为提高青年政治参与意识与行为的有力助推剂.通过完善的信息沟通渠道,积极提高民众对政府、社会的信任态度,从而促进理性的政治参与行为和意识.青年积极的政治参与行为和意识对缓和社会矛盾、维护基层的和谐发展具有重要的作用.因此,在“互联网+”信息时代的语境下,应努力打破政府与社会、民众之间的壁垒,让广大青年能够通过网络渠道来表达自己合理的利益诉求与政治观点,使互联网成为政府与青年之间有效沟通的工具,努力把互联网建设成为监督、沟通的大舞台,实现社会的的公平公正,提高社会信任水平,以实现对青年政治参与的积极动员效应.
当然,本文不可避免地存在一定的研究局限性.受数据可获得性因素的局限,本文使用的数据都是主观调查的数据,虽然本研究尽可能地控制了一系列影响青年政治参与的变量,但是还存在一些变量的遗漏,导致最终的参数估计结果可能存在偏差.另外,本文尚未探讨互联网浏览的具体内容偏好、上网时间等因素对青年非制度化政治参与的影响,这还需要后续研究进一步讨论.
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该文结束语,上述文章是一篇关于实证分析方面的大学硕士和本科毕业论文以及实证分析和CGSS2015数据和青年政治参与相关实证分析论文开题报告范文和职称论文写作参考文献资料.
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