2022年4月25日，习近平总书记在考察中国人民大学时指出：“世界百年未有之大变局加速演进，世界进入新的动荡变革期。”为此，中国要在不断变化的国际局势中增强战略定力，获得自身发展，加快推进国家治理体系和治理能力现代化。作为公共事务治理的重要参与主体，公民个体在提升治理绩效、促进社会和谐、推动政治发展等方面发挥着不可或缺的作用（郑建君，2019a）。然而，在现实中，中国公民的治理参与程度、质量等均与当下的现代化进程不相匹配，公民参与治理不足、参与表面化和形式化等问题普遍存在（郭禹辰、吴越，2022）。基于此，本研究拟对公民政治参与的影响因素和作用条件展开探索，以期加深对该问题的理解，为推动国家治理现代化提供更多实践启示。
作为影响公民政治参与的关键要素之一，政治知识不仅是公民政治参与的必要前提条件（Dudley＆Gitelson，2002），同时其还通过线上和线下两种形式对个体政治参与发挥重要影响（张明新，2011）。然而，既有关于政治知识与公民政治参与关系的研究存在两方面不足。一是关于政治知识的界定，现有研究大多侧重于事实政治知识（也称客观政治知识），即实际存储于个体记忆中的客观事实，却忽略了政治知识的另一个维度———主观政治知识，即个体有关自身对政治（及相关知识）的了解程度的感知（马得勇、黄敏璇，2022）。二是关于政治知识如何影响政治参与，目前既有对直接影响关系的论证，也有对该影响关系边界条件的讨论（郑建君，2019a），但关于二者影响机制的研究付之阙如。作为知识构成的不同维度，个体所持有的主客观知识对其态度和行为存在不同影响（Hoetal，2018）。有研究发现，客观政治知识和政治参与存在负相关，而主观政治知识和政治参与存在正相关（Yamamotoetal．，2018）。另有研究指出，促进公民参与民主进程的是个体对自身所持有知识的信心，而非其对知识的检索精度（即相对于客观政治知识，主观政治知识更能成为公民政治参与的前因）（Lee＆Matsuo，2018）。为弥补现有文献的不足，对政治知识与公民政治参与的关系做出更为细致的探索，本研究从政治心理学视角出发，将政治知识分为主客观两个维度，并着重就主观政治知识对公民政治参与的影响机制进行探讨。
公民政治参与是个体为争取、实现和维护自身利益而参与社会政治过程，以直接或间接方式影响政治体系的构成、运行方式和规则以及政治决策的行为（徐延辉、李明令，2021），体现了个体政治社会化的行为特征，是政治社会化外化过程的表现之一（李元书，1998）。一直以来，政治心理都是分析影响公民政治参与的主要路径，但现有研究主要关注政治效能、政治知识、政治兴趣等相对表层要素对政治参与的直接影响，忽略了更深层次心理要素的作用，如政治价值观（边晓慧、苏振华，2020）。个体不是直接对外界事物作出反应，而是需要通过一系列中间环节的“导向”，或者说一系列的价值观（王正绪、叶磊华，2018）。因此，本研究在政治社会化理论的基础上探讨并检验政治价值观在公民主观政治知识和政治参与关系中可能起到的中介作用。
此外，“不平衡”是当代中国发展的一个基本特点，地区、城乡、产业、行业间经济发展的不平衡性，直接导致了各地区人民的生活水平、受教育程度、思想文化水平的差异（陈士玉、刘彤，2010），其中的一个重要原因就是中国不断推进与深化的市场化进程在地区间所表现出的巨大差异。维巴等人（Verbaetal．，1978）指出，公民的政治行为通常会受到一系列内外部因素的共同作用，内在因素包括心理动机、认知能力、个体可支配收入等，外在因素包括那些为政治活动提供或限制机会的社会经济和政治制度结构因素。如果说主观政治知识和政治价值观可以作为内部因素，那么，上述提及的“市场化”能够折射出经济增长、制度变革等丰富信息（李适源、刘爱玉，2021），则可以作为可能影响公民政治行为的外部因素。因此，为探究不同地区市场化推进的差异化水平对公民政治参与影响机制的可能性影响，本研究引入“市场化”这一环境变量。具体来看，在“结构—认知”框架基础上，认为市场化可能在“公民主观政治知识→政治价值观→公民政治参与”的间接关系中起调节作用。
（一）政治知识与公民政治参与
主观政治知识反映了个体对其了解政治信息和持有政治知识规模、水平及程度等的自我知觉结果，这与客观政治知识、政治效能感两个变量有明显不同。首先，不同于客观政治知识，主观政治知识不仅包含公民对政治的认知成分（即人们认为自己对政治了解多少），还反映了个体对其记忆中政治知识可获得程度的判断（即公民对自身政治知识的信心）（Schacter，1983）。换言之，主观政治知识是个体在客观认知基础上对其认知结果进行主观判断所形成的。具体来看，人们可能主观上认为自己对相关政治议题很了解，但实际上并不了解相关事实；反之，亦然。其次，政治效能感是个体内在的心理活动和对其自身政治能力的感知（李蓉蓉，2012），是“一国民众在与其政治系统相互作用的基础上形成的关于自身政治影响力（表现为内在政治效能感）和政治系统回应力（表现为外在政治效能感）的内在的、比较稳定的评价系统，是一种特殊的政治态度”（李蓉蓉等，2015）。由上可知，主观政治知识是个体内部政治效能感的重要基础和影响来源。
（二）政治价值观的中介作用
政治社会化理论认为，政治社会化包括内化和外化两种过程，二者相互统一（郑建君，2019b）。其中，内化过程起始于个体对政治信息的认知；各种政治信息正是通过内化才得以形成稳定的心理要素，同时嵌入个体心理结构，并对其政治人格的形成发挥重要作用。与态度变量相比，价值观是一种更趋稳定的心理特质（胡安宁，2019），政治价值观是个体对于政治系统及相关事件进行价值判断和选择的标准，是一种在早期社会化阶段就已基本成型的深层次价值标准（郑建君，2020）。主观政治知识作为公民对政治信息认知结果情况的反映，很大程度上会对个体政治价值观的形塑过程及结果产生影响。既有研究已验证了这一影响路径的合理性。例如，高尔斯顿等（Galstonetal．，2001）指出，政治知识能够促进公民对于民主价值观的支持；政治社会化过程是人们认识和学习政治文化、获得政治知识和能力、形成和改变其政治意识以及政治价值观等的能动过程（杨嵘均，2011）；史天健（Shi，2001）认为价值观和规范意识等是通过早期社会化获得的，而主观政治知识代表了公民记忆中储存信息的可得性，这与公民的态度获得紧密相关（Leeetal．，2018）。
政治社会化的外化过程是指个体为了影响实际的政治过程、达成某种政治目标，将社会化过程中形成的政治态度、价值规范等内隐的心理要素进行外显化处理，而政治行为便是该过程的表现形式之一（郑建君，2019b）。有学者将此过程逻辑链条概括为：“这是一个主观见之于客观的过程，政治理想、政治信仰决定了人们的政治目标，因而也决定了人们的政治行为”（李元书、杨海龙，1997）。基于此，公民政治参与可以看作其政治价值观的某种行为表达。作为深层次的心理偏好与取向（Mcleod，2001），政治价值观在指导个体行为方面具有显著效力（季程远等，2016）。由此我们推测，政治价值观可能是公民主观政治知识与政治参与关系的某个中间环节，此链条的前半段、后半段分别对应政治社会化的内化和外化过程。
据此，提出假设H2：政治价值观在公民主观政治知识与政治参与关系中起中介作用。
（三）市场化的跨层调节作用
市场化不是简单的规章制度或有关监管方面的变化，而是一系列经济、社会、法律乃至政治体制的系统化、渐进式的变革和转型（樊纲等，2003；樊纲等，2011）。市场化改革的持续深入是缩小收入差距、实现共享发展的重要内生动力，在实际发展中呈现出较大的地域差异特征。针对作为环境变量的“市场化”，市场经济条件下教育的发展有利于我国公民现代政治观念的确立；在市场整合程度更深的社会，个体表现会更趋向于合作、宽容、信任等体现“文明”定义的相关特征（陈志武，2022）；而在乡村社会中，原有宗族网络对公众参与公共事务意愿的影响，也会随着市场化进程的推进而有所减弱（李荣彬，2021）。聚焦到本研究，不同市场化整合程度下，公民主观政治知识如何影响其政治价值观呢？我们已知，主观政治知识是公民对自身政治知识掌握情况的感知，而政治价值观可以将其理解为人们对于政治系统应当是什么样、如何对公民发挥作用的某种标准的认知和看法，是基于公民主观政治知识而发展形成的一种更为稳健的认知模式。根据“结构—认知”框架，结构变迁（如宏观制度性安排）是形塑认知（如政治知识、个体价值观）及其变迁的重要力量（李适源、刘爱玉，2021）。鉴于此，主观政治知识和政治价值观之间的关系可能会随社会结构的变迁（本研究体现为市场化程度差异）而发生相应转变。
具体来看，市场化通常伴随着政治体制和社会制度的变革，具体体现为多元共治格局下政府服务性职能的增强和社会组织的发展壮大———这为公民获取和了解政治知识提供了更多机会和渠道，也为公民提升对其知识储备的信心并形成更为明确的政治价值观创造了良好环境。例如，市场化会带来信息透明化程度的逐步提高，政府和企业会更多地向公众公开各类信息，这有助于公众在明朗的信息环境下增强其对相关制度的理解和认同，并基于此形成对共同体的政治价值判断（肖唐镖、余泓波，2014）；此外，市场化带来的经济发展和社会分工变化，有利于增加公民对政治、经济、社会等方面的认知主动性，从而在潜移默化中提升对自身知识的感知水平，增强其对公共事务的参与感和主体性———这些均有助于公民形成对政治系统及其活动标准更为明确的认知。综合来看，当市场化程度越高时，公民对其拥有政治知识的自信程度就可能越高，也越有利于其基于自身政治知识了解程度形成更为明确和稳健的政治价值观；反之，如果市场化程度较低，公民的主观认知水平就可能一定程度受到大环境限制，其政治价值观的形成和稳定也势必会受到影响。
据此，提出假设H3：市场化在主观政治知识与政治价值观的关系中起正向调节作用。
本研究的假设模型，如图1所示。
三、研究方法与过程
（一）样本情况
本研究数据调查于2022年3月23日～31日通过网络调查平台实施，采取分层取样基础上的随机取样法进行样本抽取。第一层抽取在省级单位，覆盖除港澳台以外的31个省（自治区、直辖市），并依据各省常住人口数确定该层单位调查目标人数（不少于300人）；第二层抽取地级市（每个抽样单位样本不少于100人），除省会城市必选外，再随机抽取2～3个地级市；第三层从各地级市中随机抽取区县推送问卷。最终，获得有效数据11000份（分布比例情况见表1），除四个直辖市外，覆盖的地级市数量达到84个（地级市平均样本量为108人）。11000份有效数据中，样本年龄分布在18～74岁之间，平均年龄40.84岁。
表１：样本发布基本情况
（二）变量测量
１．预测变量
采用王昀等（2022）编制的问卷，对受访者的主观政治知识进行测量。该问卷为单一维度，共计3道题目，题目样例如“与同龄人相比，我对国内时事热点的了解”。问卷采用李克特5点计分，备选项1到
５分别表示从“少很多”到“多很多”，计算得分均值，分值越高表示个体认为自己较同龄人具有更高的主观政治知识水平。问卷的信度系数为0.70。
２．结果变量
基于郑雯雯等（Zhengeta.，2017）编制的政治参与问卷，对相关题目进行表述调整，用于考察受访者的制度化政治参与状况。该问卷为单一维度，共计10道题目（其中1道题目为反向计分），题目样例如“我会积极参与村委会或居委会的各项活动”。问卷采用李克特7点计分，备选项1到7分别表示从
“非常不同意”到“非常同意”，计算得分均值，分值越高表示个体的制度化政治参与状况越好越积极。问卷的信度系数为0.79。
３．中介变量
采用郑建君等（2022）编制的中国公民政治价值观问卷，考察受访者的政治价值取向。该问卷由人民导向、爱国主义、崇尚法治、公平正义、和平稳定、国富民强和政府有为7个维度构成，共计27道题目，题目样例如“政府要维护社会治安，为人民创造安全的社会环境”。问卷采用李克特5点计分，备选项1
到5分别表示从“非常不同意”到“非常同意”，计算得分均值，分值越高表示个体所持有的济世兴邦的政治价值取向越明显。问卷的信度系数为0.88；复核效度检验显示，c2=1766.44，df=303，CFI＝0.97，TLI＝0.97，RMSEA＝0.021，SRMR＝0.019。
４．调节变量
采用王小鲁等（2021）最新发布的中国分省份市场化指数。该指数由总体指数以及5个分系数构成（政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法治环境5个部分）。本研究采用其总体指数作为省级水平变量的数据，以衡量31个省（自治区、直辖市）的市场化相对进程。
５．控制变量
本研究考虑公民政治参与状况，会受到个体所持有的客观政治知识的影响（Bradyetal．，1995）。为此，参考相关成果，采用7道题目对个体的政治知识进行测量，并将其作为控制变量纳入假设检验模型。这7道题目分别考察受访者在政治方面的基本常识与基础知识，答对得1分，答错为0分。最终，将所有题目得分加总，得分越高表明个体所具有的客观政治知识水平越高。
（三）统计分析策略
本研究所关注四个核心变量，分属于两个层级。其中，预测变量（主观政治知识）、中介变量（政治价值观）以及结果变量（公民政治参与）属于个体水平，调节变量（市场化）属于省级水平。具体操作如下：首先，对测量的信效度进行检验；其次，在描述统计分析基础上，采用验证性因素分析和Ｈａｒｍａｎ单因素法对预测变量、中介变量和结果变量的区分效度及其可能存在的同源偏差进行检验；再次，运用多水平结构方程模型技术（Multilevel Structural Equation Model，MSEM），对主观政治知识对公民政治参与的影响机制与条件进行检验；最后，基于多水平结构方程模型，采用贝叶斯置信区间分析方法（Bayesian Analysis），检验不同市场化程度下公民主观政治知识如何通过政治价值观影响其政治参与。
四、
实证检验结果
（一）描述统计与相关分析结果
对相关变量进行描述统计分析，均值、标准差和相关分析结果见表2。其中，主观政治知识和政治价值观均对公民政治参与表现出显著的正相关；同时，主观政治知识与个体的政治价值观也显现出显著的正相关；市场化与主观政治知识、政治价值观和公民政治参与也具有显著的相关性；此外，控制变量以及人口统计学变量中的年龄、性别、学历等指标，均与政治价值观或公民政治参与具有显著相关，需在后续的假设检验中予以控制。
表2：描述统计结果与相关矩阵
注：性别（1=男，2=女）、学历［1=初中及以下，2=高中（含高职高专），3=大学（含大专），4=硕士研究生及以上］、户籍（1=本地城镇，2=本地农村，3=外地城镇，4=外地农村）等为类别变量；∗表示ｐ＜0.05，∗∗表示ｐ＜0.01；a代表省级水平（自治区、直辖市）变量。
（二）验证性因素分析与共同方法偏差检验
对个体水平的三个变量的区分效度进行验证性因素分析，以考察其是否分属不同的构念。同时，参考相关建议（吴艳、温忠麟，2011），运用因子法将公民政治参与的原题目打包为3个，运用先验问卷结构法将政治价值观的原题目打包为7个。在基准模型的基础上，构建了两个竞争模型，其中两因素模型将主观政治知识和政治价值观予以合并，单因素模型将主观政治知识、政治价值观和公民政治参与予以合并。如表3所示，与竞争模型相比，个体水平三个变量所构建的基准模型的拟合结果最佳。上述结果说明：个体水平的三个变量分属于不同的构念，三者之间的关系结构具有良好的区分效度。此外，采用Harman单因素法对个体水平的三个变量进行探索性因素分析，以考察可能存在的共同方法偏差干扰。结果发现，在未旋转和旋转情况下，首个因素解释总方差变异的比例分别为20.12％和15.06％（均小于40％），说明本研究通过自评获得的个体水平数据，其共同方法偏差的干扰并不严重。
表3：个体水平变量的验证性因素分析结果
注：SPK代表“主观政治知识”、ＰＶ代表“政治价值观”、PP代表“政治参与”；∗∗∗代表ｐ＜0.001。
（三）政治知识对公民政治参与的影响机制与条件
分析前，对研究所涉及的类别数据变量进行处理。具体来看，将性别和户籍类型转化为虚拟变量，将学历按照从低到高的顺序，通过赋值转化为连续变量，即将“初中及以下”到“硕士研究生及以上”对应赋值为1～5分。多水平结构方程模型的分析显示（见表4）：在控制相关人口统计学指标以及客观政治知识后，主观政治知识对公民政治参与（Y＝0.394，p＜0.001）和政治价值观（Y＝0.086，p＜0.001）具有显著的正向预测作用；同时，政治价值观对公民政治参与具有显著的正向预测作用（Y＝0.663，ｐ＜0.001）。此外，政治价值观在主观政治知识对公民政治参与的影响中，具有显著的中介作用（Y＝0.074，
p＜0.001）。在跨层次的调节效应分析中，市场化与主观政治知识对公民政治价值观的正向交互作用显著（Y＝0.032，p＜0.05）。
表４：有关主效应、中介效应和调节效应的检验结果
注：∗代表ｐ＜0.05，∗∗代表ｐ＜0.01，∗∗∗代表ｐ＜0.001。
按照均值加减一个标准差的标准，将主观政治知识与市场化分别划分高低分组，并绘制交互作用图（见图2）。简单斜率分析结果显示：不论是在市场化高分组人群中（bsimple＝0.01、se＝0.01、t＝18.69、p＜0.001）还是低分组人群中（bsimple＝0.07、se＝0.01、t＝13.75、p＜0.001），主观政治知识对政治价值观均具有显著正向影响。对不同市场化程度的两个组别的斜率差异进行检验，结果发现：与市场化程度指数较低省份的群组相比，市场化指数高分组中个体的主观政治知识对其以济世兴邦为特征的政治价值观的影响效应更高（z＝2.12、p＜0.005）。
