一、导 言
长期以来，政治学者都把政治参与看作是与民主政体相联系的概念，因为只有在民主制度下人民才可以通过定期的选举选择领导人，从而对立法机关或政府产生影响。与此相应的是，许多研究社会主义国家政治的学者都不认为共产党社会有真正意义上的政治参与。如极权模型的学者强调精英对社会的全面控制，在这些社会中国家对大众传播媒介的垄断性控制成功地限制了信息的流通( Freidrich ，Curtis &Barber ，1969 ：126) 。而利益群体理论虽然承认共产党政权并没有能够完全消除国家和社会之间的界限或是完全阻止利益的表达，但这一模型仍然否认普通民众影响决策的可能性。由于诸如选举、群众运动、工会以及农会等都是由当局操控的，因此也不具有利益表达的作用(Liu ，1976 ：5) 。
虽然， “强大的政府和党的机构的存在、国家对社会全面的渗透、独立政见团体及利益表达机制的缺乏、严格控制的媒体以及长期缺乏自由竞争的选举使得这种参与的概念具有完全不同的意义”(Jennings ，1991 ：361) ；
但是，这并不表明共产党社会的民众完全不能对政府的决策产生影响。特别是随着一些学者在更广的范围界定政治参与，原有的单一的政治参与观(将投票看作是民众能够影响政治过程的关键和惟一方式) 被多元的参与观所取代。例如，尼和伏巴把政治参与界定为“平民或多或少以影响政府人员的选择及(或) 他们采取的行动为直接目的而进行的合法活动”(尼•诺曼、西德尼•伏巴，1996 ：290) 。一些学者对前苏联和东欧等社会主义国家的研究表明，这些国家的民众更多地以选举之外的手段，如个人的接触来寻求政府官员的帮助或向他们表达自己的偏好。例如，英克尔斯(Alex Inkles) 和鲍尔(Raymond Bauer)的研究发现“苏联公民更关心获得更多个人的保障和生活水平的提高，而很少关心获得政治权利和宪法的保障”( Inkles &Bauer ， 1959 ：7) 。比尔勒(Sweryn Bialer) 的研究表明，苏联民众更多参与涉及与公民日常生活、社区事务以及工作单位条件直接相关的决策(Bialer ，1980 ：166) 。这些研究者发现，共产党社会民众政治参与有自己的独特性，如他们更多是试图影响政策的实施而不是决策过程，更多的是以个体的、非正式的和原子化的方式的参与(参看Jennings ，1991) 。
自改革开放以来，中国社会发生了巨大的变革。农村地区率先实行生产责任制，城市中原有的单一公有制也被多种经济成份的经济结构所取代。与此相应，从1980 年中期开始的村民自治使得农村有了真正意义上的竞争性选举(参看胡荣，2001 ，2006) 。虽然城市社区还没有像村委会选举一样的竞争性选举，但基层人大代表的选举也有了相当多的改变，社区居委会的自治也取得了一定的成绩。农村的村委会选举和政治参与得到了国内外学者的广泛关注( 如Dearlove ， 1995 ；
Kelliher ，1997 ；
Lawrence ，1994 ；
Manion ，1996 ；
O"Brien ，1995 ；
徐勇，1997 ；
胡荣，2001、2006 ；
吴毅，2002) ，但城市居民的政治参与现状却较少得到研究(Shi ，1997) ，本文打算对城市居民的政治参与情况进行分析，探讨影响城市居民政治参与的各因素。
以往的研究表明政治参与和社会文化因素有很大的关系(托克维尔，1988 ；
阿尔蒙德、维伯，1989) ，罗伯特•帕特南(Robert Putnam) 的相关研究进一步证实了这一点。在《使民主运转起来》一书中，帕特南运用社会资本理论解释意大利南北方政府的绩效差异。他是这样给社会资本下定义的：“这里所说的社会资本是指社会组织的特征，诸如信任、规范以及网络，它们能够通过促进合作来提高社会的效率”(帕特南，2001 ：195) 。在意大利公共精神发达的地区，社会信任长期以来一直都是伦理道德的核心，它维持了经济发展的动力，确保了政府的绩效。帕特南进一步指出，社会信任能够从互惠规范和公民参与网络这两个相互联系的方面产生。互惠包括均衡的互惠和普遍化的互惠，前者指人们同时交换价值相等的东西，后者指的是一种持续进行的交换关系，这种互惠在特定时间里是无报酬的和不均衡的，但它使人们产生共同的期望，现在己予人，将来人予己。另一方面，在一个共同体中，公民参与的网络越是密集，其公民就越有可能为了共同的利益而合作。公民参与网络增加了人们在任何单独交易中进行欺骗的潜在成本，培育了强大的互惠规范，促进了交往及有关个人品行的信息的流通；
公民参与网络还体现了以往合作的成功，可以把它作为一种具有文化内涵的模板，未来的合作在此之上进行(帕特南，2001 ：203 - 204) 。帕特南的社会资本概念引起了国内学者的关注，但真正运用这一概念进行经验研究的学者并不多。笔者曾用社会资本这一概念分析其对农村居民在村级选举中参与的影响，发现只有社会资本中的社区认同因子和社团参与因子对农村居民的政治参与有积极影响，而社会资本中的其他因素，诸如信任、社会网络等因素对政治参与的影响不具统计显著性(胡荣，2007) 。那么，社会资本对城市居民的政治参与又会产生什么样的影响呢？这也是本文想深入探讨的问题。
本研究所用的问卷资料来源于厦门大学社会学系于2005 年2 月进行的“厦门市居民生活状况问卷调查”。2004 年末，厦门市户籍总人口1467731 人，其中城镇人口910424 人，占户籍人口的比重为62.0 %；
岛内的思明、湖里两区人口占全市人口的43.9 % ，岛外人口比重为56.1 %。厦门市下辖思明、湖里、海沧、集美、同安和翔安6 个区。本次调查只在城市化程度较高的思明和湖里两个区内进行。厦门岛内的思明区下辖10 个街道，共92 个社区居委会，湖里区下辖5 个街道，共31个社区居委会。本调查在这两个区的123 个社区居委会中按随机原则抽取20 个社区居委会，其中思明区抽15 个社区居委会，湖里区抽5 个社区居委会，每个社区居委会再按随机原则抽取50 户居民，共抽取1000 户居民。具体访问对象的选取是这样进行的：由调查员入户后，在18 周岁以上的家庭成员中确定生日最接近1 月1 日者作为访问对象。本次调查共发放1000 份问卷，回收有效问卷669 份，回收率为66.9 %。
在这669 个成功访问的对象中，男性占52.4 % ，女性占47.6 %。从年龄结构来看，30 岁以下的受访者最多，占35.7 % ，其次是31 - 40 岁者，占29.2 % ，年龄在41 - 50 岁与51 - 60 岁的受访者不相上下，分别为18.6 %和18.7 % ，年龄在61 岁以上者最少只占7.8 %。从文化程度来看，高中P中专P技校P职高者最多，达到35 % ，其次是大专和初中，两者相差不大，前者占21.8 % ，后者占18.9 % ，未读书或小学程度也占相当的比例，占13.4 % ，而读大学本科或研究生的仅为1019 %。从户口类别来看，市区常住的受访者为68.5 % ，市区暂住的受访者为23.7 % ，而非市区居住的受访者比较少，在郊县常住的为319 % ，其他户口类别的受访者也很少，仅仅占3.9 %。从个人的月收入来看，收入在800 元以下者居多，占27.4 % ，收入在801 - 1000 元者占18.0 % ，收入在1001- 1500 元为16.6 % ，收入在1501 - 2000 元者为13.3 % ，收入在2001 -3000 元与收入在5000 元以上者差不多，前者8.8 % ，后者为7.9 % ，收入在3001 - 4000 元和4001 - 5000 元之间的受访者最少，分别占5.2 %和2.9 %。
二、城市居民政治参与现状和构成
维巴、尼和金在他们的比较政治研究中最初对共产党社会的政治参与进行过研究，他们把南斯拉夫的政治参与分为4 种形式：公共活动、自我管理、个别接触以及投票(Verba ，Nie & Kim ，1978) 。其他的研究也表明，共产党社会的政治参与不只有一种形式。例如，维恩•迪弗兰塞克(Vayne DiFranceisco) 和泽维•吉特曼(Zvi Gitelman) 发现在前苏联有5 种形式的政治参与“：
正式- 仪式性参与”“， 公民主动性接触”以及“政策实施接触”(Difranceisco & Gitelman ，1984) 。唐纳•巴赫利和布莱恩•思尔沃的研究表明，在政治改革前的苏联的参与可以按如下顺序排列(Bahry &Silver ，1990) ：“非传统的政治活动主义、顺从活动主义、社会活动主义以及接触”。
在本项研究中，调查问卷共列了11 个方面的项目测量居民政治参与这一指标。这些问题包括是否经常找单位领导、是否经常到政府投诉、是否经常向媒体表达看法等(参看表1) 。除表中最后两个项目(“你在上一次区人大代表的选举中，有没有去投票”和“你在上一次区人大代表的选举中，有没有去拉票”) 的答案为“有”和“没有”外，其余项目的答案都按利克特量表设计为“经常”、“较经常”、“一般”、“较少”、“很少”和“没有”6 个等级。这11 个项目的Cronbach"s alpha 信度系数达0.8879。
从表1 可以看出，在目前单位仍然掌握着相当重要资源的情况下，通过找单位领导维护自己的利益成了相当重要的一种政治参与管道，因此多达3.3 %和6.8 %受访者“经常”和“较经常”“为自己或同事利益找单位领导”。相比之下，表示“经常”和“较经常”为自己的合法利益向政府投诉只有1.9 %和4.4 %。近年来，随着网络的发展，通过网络发表言论表达意愿的居民也越来越多，表示“经常”和“较经常”在网络上参与讨论国家大事的受访者分别为2.1 %和3 % ，而“经常”和“较经常”在网络上对本市发展问题发表观点的比例也分别达1.4 %和1.2 %。城市居民参与人大代表选举的投票率达44.7 % ，虽然不如村委会选举的投票率高，但却高于农村的人大代表选举的投票率。根据主成分法对政治参与的11 个项目进行因子分析，经过变值精简法旋转，共抽取3 个因子(如表2 所示) 。根据因子负载，将这些因子分别命名为：“维权抗争因子”、“利益表达因子”以及“人大选举参与因子”。“维权抗争因子”包括以下项目：“向人大代表、政协委员提意见”、“到政府相关部门或信访部门上访”、“写信给政府相关部门或信访部门投诉”、“带头到政府请愿讲理，找领导对话”；
“利益表达因子”包括如下项目：“为了自己或者同事的利益找单位领导”、“为维护自己的合法权益向政府部门投诉”、“在网络上对本市发展的相关问题发表自己的观点”、“给媒体写信或打电话表达自己对一些公众关心的问题的看法”、“在网络上参与讨论，对国家大事发表自己的观点”；
“人大选举参与因子”包括以下项目：“在区人大代表的选举中去投票”、“在区人大代表选举中为候选人竞选”(见表2) 。
我们可以从制度化程度和主动性的强弱两个维度来看待和分析测量城市居民政治参与的3 个因子。从主动性的维度看，不同政治参与活动所要求的主动性是大相径庭的，有的活动需要参与者付出较大的努力，花费较多的时间和精力，有的则是按部就班依程序进行，参与者无需太多的主动性。举例来说，投票选举虽然参与者都需要付出时间和精力，但却不需要太多的主动性。相反，带头到政府请愿、到政府或信访部门上访却是需要很强的主动性，参与者不仅要付出时间、人力和物力方面的代价，而且还有可能受到打击和报复，需要承担相当的风险(参看于建嵘，2003 ；
胡荣，2007) 。另一方面，从制度化维度看，不同的参与活动也是不一样的。有的参与方式是制度化的，参与严格按程序进行，如人大代表的选举，但有的参与却是非制度化的，(点击此处阅读下一页)
参与过程充满了不确定性。如集体上访，到哪一级政府上访、如何上访以及会取得什么样的结果都充满了不确定性，其组织者和参与者必须随时根据情势的发展调整自己的策略。与此相联系，制度化的参与通常是在法律和制度的框架内进行的，因而也能够得到政府的鼓励和保护。但非制度化的参与因为其可能超越法律的框架而极易使参与者处于与政府(至少是地方当局) 对立的境地，与地方政府处于冲突的状态，因而很难得到制度的保护，因此也是危险的。如果以政治参与方式的主动性程度为横轴，以政治参与活动的制度化程度为纵轴建立一个坐标，根据因子分析所产生的3 个因子可以分别放到坐标中的相应位置。第一个“维权抗争因子”位于坐标的右下方，因为这一因子所包括的诸多参与方式，如“到政府部门或信访部门上访”、“写信给政府或信访部门投诉”以及“带头到政府请愿讲理”等，都是高度非制度化和需要很强的主动性的。就上访来说，虽然《信访条例》以及相关的法令法规都规定到政府部门上访是公民的一项权利，但在实际中上访是被严格限制的。有关研究表明，上访者反映的问题并不能得到解决，并且由于上访容易将上访者处于与地方政府对立的境地而招致打击和报复。而到政府请愿则是更为激烈的一种抗争维权方式。虽然我国宪法规定“公民对于任何国家机关和国家工作人员有提出批评和建议的权利；
对于任何国家机关和国家工作人员的违法失职行为，有向国家机关提出申诉、控告或者检举的权利”，但是，由于缺少相关法律规定，受理机关及其受理程序基本上无章可循，批评人和建议人提出批评和建议后往往没有下文。由于缺少现代请愿权制度，公民的批评权和建议权实际上得不到保障，甚至因提出批评和建议而受到打击和歧视的现象也时有发生。因此，从这个意义上说，请愿是非制度化的，也是危险的。第2 个“利益表达因子”位于坐标中央偏右的位置，这一因子所包括的几个项目，无论是“为个人或同事利益找单位领导”、“为自己的合法权益向政府投诉”，还是“给媒体写信表达看法”或“在网络上参与讨论国家大事”，基本都是在制度认可的范围内进行的，也是主动性较强的。必须指出的是，近年来，随着互联网的发展，网络成为公民政治参与的重要渠道。据统计，2007 年上半年中国互联网用户已达到1.45 亿，中国互联网越来越凸现其表达民意和制造舆论的优势，许多网民通过网络新闻的网友评论、BBS 论坛、各种社区以及博客等方式相互交流观点，在网上形成强有力的舆论空间，受到政府和社会的强烈关注。第3 个“人大选举参与因子”位于坐标的左上方，是高度制度化的，虽然“帮助候选人竞选”需要一定的主动性，但参与投票的主动性却是比较弱的(参见图1) 。
三、社会资本及其他因素对城市居民政治参与的影响
政治参与和社会文化因素有很大的关系，以往的研究表明了这一点(托克维尔，1988 ；
阿尔蒙德、维伯，1989) 。在这一部分，我们将分析社会资本及其他因素对城市居民政治参与的影响。
作为本项研究重要预测变量的社会资本，主要从如下几个方面来测量：
第一，居民的社会交往。本研究中用春节期间相互拜年交往的人数来测量社会网络，以个人为单位测量居民的社会交往的范围与构成。居民的社会交往是连续性数值型变量。这4 个项目的Cronbach"s alpha信度系数为018209。
第二，居民的社会信任。在调查中，我们测量受访者对单位同事、单位领导、邻居、一般朋友、亲密朋友、家庭成员、直系亲属、其他亲戚、社会上大多数人、一般熟人、生产商、网友、销售商等不同对象的信任程度。以上问题的答案分为“非常信任”、“较信任”、“一般”、“较不信任”、“很不信任”5 个等级，分别赋值4 至0 分。这13 个项目的Cronbach"s alpha 信度系数为0.8636。
第三，居民参与各种社团情况。由于城市居民职业的多样化，他们参与的社团比较多。我们问受访者是否经常参与同乡聚会、校友聚会、老战友老知青的聚会、行业协会活动、小区居委会召开的会议、寺庙或教会的活动、学术社团的活动以及单位组织的集体活动等。以上问题的答案分为6 个等级即：“经常参加”、“较常参加”、“一般”、“较少参加”、“很少参加”、“从未参加”，分别赋值5 到0 分。这8 个项目的Cronbach"s alpha 信度系数为0.7186。
以上介绍了社会资本的问题和项目，那么，这些项目之间的关系如何呢？它们可以概括为哪几个方面呢？ 为此，笔者进行了因子分析。如上所述，有关社会信任以及社团参与的问题都是按利克特量表的方式设置的，答案分别为5 个等级和6 个等级两种，有关社会交往的答案为数字。运用主成份法对测量社会资本的25 个项目进行因子分析，经过最大方差法旋转，共抽取7 个因子，根据因子负载，我们分别将这些因子命名为：普遍信任因子、一般信任因子、社会网络因子、特殊信任因子、学缘社团因子、业缘社团因子、趣缘社团因子。用于测量社会信任的13 个变量被分作3 个因子，即表3 中的第1 个因子“普遍信任因子”、第2 个因子“一般信任因子”、第4 个因子“特殊信任因子”。表3中的第1 个因子即普遍信任因子包括：“对社会上大多数人信任程度”、“对一般熟人信任程度”、“对生产商信任程度”、“对网友信任程度”、“对销售商信任程度”5 个变量。表3 中的第2 个因子即一般信任因子包括“对单位领导信任程度”、“对邻居信任程度”、“对一般朋友信任程度”、“单位同事信任程度”。表3 中的第4 个因子即特殊信任因子包括：“对家庭成员信任程度”、“对直系亲属信任程度”、“对其他亲属信任程度”、“对亲密朋友信任程度”。与测量社会信任的变量被分为3 个因子不同，测量社会交往的4 个变量都可归为一个因子，即社会网络因子。居民参与各种社团的8 个变量则可以抽取成3 个因子，分别为表3中的第5 个因子“学缘社团因子”、第6 个因子“业缘社团因子”、第7 个因子“趣缘社团因子”，其中第5 个“业缘社团因子”包括以下2 个变量：
“是否经常参加同乡聚会”、“是否经常参加校友聚会”；
第6 个业缘社团因子包括以下4 个变量：“是否经常参加老战友老知青的聚会”、“是否经常参加行业协会”、“是否经常参加小区居委会召开的会议”、“是否经常参加单位组织的集体活动(如聚餐或旅游) “。表3 中的第7 个因子即趣缘社团因子包括如下2 个变量：“是否经常参加寺庙或教会的活动”、“是否经常参加学术社团活动”。
在研究社会资本对政治参与的多元回归分析中，本研究用性别、年龄、文化程度、户口类别、个人月收入在内的个人社会地位作为控制变量，以社会资本的7 个因子为解释变量，对居民政治参与的3 个因子进行多元回归分析。在回归分析的模型中，除了年龄、个人月收入为数值型变量之外，性别、户口类别、文化程度等都是虚拟变量。在多元回归分析中，设置了A1、A2、B1、B2、C1 和C2 这6 个模型。模型A1、B1 和C1 的自变量是性别、年龄、文化程度、户口类别、个人月收入，这3 个模型的因变量分别是“维权抗争因子”、“利益表达因子”和“人大选举因子”。模型A2、B2 和C2 除了上述自变量之外，还加入了社会资本的7个因子作为自变量。在这些自变量中，性别、户口类别、文化程度均为虚拟变量。其中性别的参考变量为女性，户口类别以非本市户口(包括本市暂住、郊县常住和其他类别的户口类型) 为参考类别，文化程度以小学或未读书的文化程度为参考类别。个人月收入与年龄仍然为数值型的变量(见表4) 。
表4 的分析结果表明：
1. 性别对城市居民的政治参与的影响没有统计显著性。在6 个模型中，男女对政治参与的3 个因变量的影响都不具有统计显著性。这一结果与以往的研究是一致的。以往的研究表明，在发达国家男女的政治参与差异不大，而发展中国家通常男性的政治参与要高于女性(Nie ，Verba & Kim ，1974) 。从一个国家内部情况看也是发达地区男女在政治参与方面小于落后地区(Goel ，1975) ，虽然我国农村地区男性政治参与程度要远高于女性(胡荣，2006) ，但史天健在北京的研究则表明男女政治参与相差不大(Shi ，1997 ：170) 。
2. 年龄对政治参与具有复杂多样的影响。在6 个模型中，除了A2中因加入社会资本的各变量而使得对“维权抗争因子”的影响不具有统计显著性外，年龄在其他的5 个模型中都具有统计显著性。不过，年龄对3 个因变量的影响方向是不一样的。在模型A1 中，我们同时加入了年龄和年龄的平方这两个自变量，年龄对因变量的标准回归系数为负值，年龄的平方为正值，表明年龄对“维权抗争因子”的影响呈U 型，即30 岁以下年龄组在维权抗争方面的参与度最高，41 - 50 岁年龄组则降至最低，而后又随着年龄的增长而逐步提升。在模型B1 和B2 中，年龄对“利益表达因子”的影响随年龄的增长而减弱，这种影响是直线的。
在模型C1 和C2 中，年龄对“人大选举参与因子”的影响则呈倒U 型，即年轻人在这方面的参与程度不高，而后随着年龄的增长逐步提升，至51 - 60 岁年龄组升到最高值，而后又大幅下降。
3. 收入只对“利益表达因子”的影响具有统计显著性，户口类型仅对“人大选举参与因子”有影响。在6 个模型中，收入只在模型B1 和B2 中对“利益表达因子”的影响具有统计显著性，表明个人的收入越高就会越多地参与到利益表达的这些活动中来。另一方面，户口对“维权抗争因子”和“利益表达因子”的影响都不具有统计显著性，只对“人大选举参与因子”的影响具有统计显著性，本市户口在人大选举中的参与明显高于非本市户口。本次调查中受访者参与人大代表选举的比例是44.7 % ，虽然低于农村高达70 %至80 %的村委会选举参与率(参看胡荣，2001) ，但却高于农村的人大代表选举参与率。① 进一步的交互分类分析表明，本次调查中具有本市户口者参与人大代表投票的比例是57.4 % ， 而非本市户口参与人大代表选举的比例只有19.8 %。
4. 受教育程度只对“利益表达因子”的影响具有统计显著性。以往的研究表明，在西方民主国家教育程度较高者参与投票的比例也较高(参看Campbell ，Converse ，Miller & Strokes ， 1960 ；
Verba ， Nie & Kim ，1978) ，而在选举流于形式的前东欧社会主义国家则是呈相反趋势，即教育程度越高者参与投票的比例越低(参看Bahry & Silver ，1990) 。在模型C1 中，只有“大专”层次的受访者比“小学”层次的受访者在人大代表选举中参与程度略高且有统计显著性，其他几个层次的受访者与“小学”层次的受访者相比在统计上都不具有显著性。在加入社会资本的各变量之后，这一显著性也消失了。在模型A1 和A2 中，受教育程度对“维权抗争因子”的影响都不具有统计显著性，表明教育程度较高者不一定更多地参与上访、请愿等较为激烈的维权方式。只有模型B12中，在未加入社会资本诸变量的情况下，教育程度对“利益表达因子”具有正向积极的影响，且具有统计显著性。但在模型B2 中，在加入其他社会资本变量的情况下，不同受教育程度对因变量影响的统计性消失。那么，社会资本诸因素对政治参与的3 个因子的影响又是如何呢？首先，从总体上看，社会资本对政治参与的各个方面都起着巨大的影响。在没有加入社会资本各因素之前，模型A1、B1 和C1 的判定系数分别只有1.2 %、15.9 %和12.3 % ，而在加入社会资本各因素之后模型A2、B2 和C2 分别达到14.7 %、21.5 %和19 % ，分别提升达13.5 %、5.6 %和6.7 %(参见表4) 。
其次，三种信任因子对3 个因变量影响的方向和程度都存在差异。普遍信任因子和一般信任因子只对“利益表达因子”的影响具有统计显著性，而对另外两个因变量的影响不具有统计显著性。特殊信任因子对“利益表达因子”的影响不具有统计显著性，(点击此处阅读下一页)
但对“维权抗争因子”和“人大选举参与因子”的影响都具有统计显著性，只不过方向不一样，即对前者的影响是负向的，对后者的影响是正向的。
第三，社会网络因子对“维权抗争因子”有积极影响。社会网络因子对“利益表达因子”和“人大选举参与因子”的影响不具有统计显著性，但对“维权抗争因子”却具有统计显著性，表明社会网络资源越多者越可能参与维权抗争。西方的社会运动理论中的资源动员理论认为，真正决定社会运动的不是社会的不满，而是所能动员的资源(McCarthy& Zald ，1977) 。相关的研究表明，在微观层面的动员过程中，社会网络对个人参与社会运动有影响作用(Passy & Giugni ， 2001) 。第四，社团参与对政治参与的3 个方面都存在不同程度的影响。
总体来看，虽然3 个社团因子对不同层面的政治参与都存在一定的影响，但影响的程度却是不同的。就学缘社团因子来看，它对“利益表达因子”的影响最为显著，其次是对“维权抗争因子”的影响，但对“人大选举参与因子”的影响不具有统计显著性；
业缘社团因子对政治参与的3个层面都有着相当程度的影响；
趣缘社团因子对“维权抗争因子”的影响最大，其标准回归系数达01269 ，均高于其他两个社团因子对“维权抗争因子”的影响，但它对“人大选举参与因子”的影响则只有微弱的统计显著性，而对“利益表达因子”的影响则不具有统计显著性(参见表4) 。
四、讨论与结论
以上根据问卷调查数据分析了厦门市居民政治参与的情况以及社会资本等因素对政治参与的影响。从研究结果可以看到，现阶段城市居民的政治参与方式日益多元化，既有为自己或同事的利益去找单位领导这种较为传统的接触方式，也有通过网络发表观点这种新的参与方式；
既有参与人大代表选举这种制度化的参与，也有上访、投诉甚至是请愿等较为激烈的参与方式。概括来看，目前城市居民的政治参与的多元化表现在如下三个方面：
第一，原有的通过找单位领导的个人接触仍然是重要的参与方式。在长期计划经济体制下形成的“单位制”使得城市居民高度依附于所在的工作单位，形成单位办社会。工作单位不仅仅是一个经济组织，它除了给予人们各种福利，同时承担着政府的某些职能以对单位成员进行管理(参看Walder ，1991 ；
Bian ，1994) 。个人职务的提升、住房的分配以及各种各样的福利都是与单位联系在一起的。这使得单位对城市居民的重要性要远远大于他们居住社区的重要性。因此，那时候，更多单位成为人们利益表达的重要场所，找单位领导成了一种政治参与的重要方式(参看Shi ，1997) 。改革几十年来，“单位办社会”的情况已经在很大程度上得到改变，城市社区的建设也取得了一定成绩，但单位仍然控制着相当多的资源，因此许多问题仍是通过找单位领导这种政治接触的方式才能得到解决。
第二，新的参与方式不断涌现，网络成为城市居民表达意见的一个重要平台。随着网络的普及和网民的增加，更多的城市居民借助网络表达利益、参与决策，从而形成影响政治过程的“网络政治参与”。中国的网络开始成为继传统大众传媒之后又一重要的民意表达管道，中国公民的网络政治参与表现得异常抢眼，成为了我国政治生活中的一大亮点。当网络中分散的公民意见通过网络横向互动整合成整体性声音的时候，民意便开始有了力量，并可能对现实的政治生活产生重大影响，从而强化了中国公民通过网络积极参与政治的行为。
第三，地方人大代表选举的重要性日益显现。目前中国基层的人民代表大会制度并不是十分完善，城市居民参与人大代表的选举十分有限；
基层的人大制度也存在一些问题，如民主和平等的选举原则有待深入贯彻，选民对代表不便进行有效监督等(王小彬，2001) 。虽然基层人大代表的选举远不如农村村委会选举激烈，但随着人大制度的完善，参与这一选举的选民会越来越多。我们这次调查表明，城市居民中参与基层人大代表选举的比例虽然远低于农村村委会选举，但要高于农村人大代表选举的参与率。目前中国的基层人大代表选举制度正在转型，如2003 年4 - 5 月间，在深圳市出现了十多个选民在官方提名之外要求独立参选人大代表的事例，在全国范围内提出了一个进行基层人民代表大会选举制度改革的要求，这种要求在全国以致中央都引起了积极的反应。这些事件在当前中国基层政治发展中具有重要的符号象征意义，标志着中国的民主政治正向新的阶段迈进。当然，要使选举成为居民重要的政治参与渠道，还有待于进一步发挥人大代表的作用，以及进一步扩大代表的直选范围。
本项研究的另一个发现是社会资本对于政治参与有着非常积极和正面的作用。在预测政治参与的3 个模型中，无论是维权抗争因子，还是利益表达因子，或是选举参与因子，在加入社会资本的诸因素后，模型的解释力有了很大提高，这表明城市社区的社会资本确实在很大程度上可以促进城市居民的政治参与。而在社会资本的各个因素中，社团的参与是非常重要的一环。在回归模型的分析中，不同类型的社团参与都对三种政治参与方式或多或少产生积极的影响。城市居民政治参与多元化是中国社会结构深刻变革的反映。在传统社会主义体制中，全部社会资源都控制在国家及政府手中，在社会主义公有制之外，几乎不存在自由流动的资源和自由活动的空间。国家通过严格的户籍制度和“单位制”等手段，将所控制的社会资源分配至个人，从而形成对个人控制。改革开放以后，单一的社会主义所有制发展成为多种经济成分并存的局面，收入分配的贫富差异和利益分化加速。同时，随着经济成分的多元化，单位制度逐步解体，从原有的体制中和边缘处产生了一些新的社会群体或阶层，中国社会变得更具流动性了。各种各样的民办企业、外资企业，以及各种中介性的社会团体等也逐渐发展起来。这些社会组织或群体不再受国家的直接控制，其占有资源和社会地位也不是国家分配的结果。正是这种社会变革导致了现阶段城市居民政治参与的多元化。
与这种社会结构的变化相对应，自改革开放以来，城市居民的社团参与情况已经有了很大发展。我国社团组织数量迅速增长，1988 年至2003 年年均增长速度达到34 %(民政部民间组织管理局，2005) ；
另据民政部统计数据，截至2008 年第一季度，我国共拥有各类社会团体21万个，民办非企业单位1714 万个，基金会1341 个(民政部，2008) 。但是，我国的社团组织还是不够发达。发达国家和地区每万人拥有的非营利组织一般都有十多个以上，其社团发展相当成熟，规模相当庞大，在西方社会中扮演着举足轻重的作用；
而我国每万人拥有非政府组织数量仅211 个，不仅远少于发达国家，而且与一些发展中国家相比也差距较大。因此，要更好地推进中国的民主化进程，不仅需要进行政治体制的改革，让人民有更多的渠道参与政治，还需要培育更多的社团和中介组织，因为这种与社团参与相联系的公共精神或社会资本，才是民主政治发展的稳定力量。