政治心理实质是个体或群体在政治领域中所表现出来的心理状态和行为倾向，同时它也是塑造政治思想和政治制度的基础. 因此，政治文化作为一种特殊的社会文化，主要体现为“公民对现有政治制度和政治生活的态度，包括认知、感情、评价” ^[3].

当前，中国农村地区网络覆盖面不断扩大，极大地拓展了村民的公共活动空间，其个体经验也在网络信息的接受以及网络论坛的参与过程中得以丰富. 政治信息的网络传播与交流，为农村网民提供了更多接触不同文化的机会和平台. 村民通过互联网获取、甄别、选择不同信息的同时，必然会加强或更新自己对信任、公平、自由等方面的理解，塑造并形成自我的政治情感、信念、态度与价值观等，进而影响到是否参与政治的行动选择. 基于此，本文在检验互联网使用对村民政治参与是否有影响的基础之上，结合政治文化“认知” “情感” “评价”3个取向，拟定从政治认知、政府信任和社会公平感3个维度去检验互联网使用对村民政治参与的作用机制，如图 1所示.

20世纪90年代中后期，互联网在美国的快速发展使学者们率先关注到了互联网使用对公民政治参与的影响. 此后，伴随全球互联网的发展，世界各国对这一问题的研究也越来越多，但相关研究却呈现出三类不同结果. 第一类研究发现互联网的使用对公民政治参与具有积极影响^[4]. 第二类研究发现互联网的使用对公民政治参与具有消极影响. 第三类研究则发现互联网的使用对公民政治参与的影响呈现出复杂性.

从中国农村发展的进程来看，在互联网出现以前，村民政治信息的获取多以政府宣传为主，是以报纸、电视、广播等为主要媒介的单向传播方式，互联网的普及打破了传统政治信息的传播模式，融入了人际传播、群体传播、组织传播与大众传播^[5]等多种形式，其复杂性、多元性、互动性、开放性、及时性等特征更加明显. 已有研究表明，“网民在现实中的政治参与往往受到网络舆论的影响”^[6]. 那么，随着获取政治信息和资源便捷性的提高以及参与政治活动途径的拓展，村民是否会更加积极主动地参与政治活动? 在此，本文做出如下假设：

H1：互联网使用对村民政治参与具有显著的正向影响.

“政治认知依赖于生动的心理模拟”^[7]，是个体对现实生活中政治现象、政治事件和政治行为等的理解、评价与判断，表现为一种“心理加工的过程和内容”^[8]. 研究发现，认知水平较高的人会表现出更高的政治兴趣^[9]，政治认知的提升可以促进农民参与选举^[10]. 同时，政治认知既会受到无意识习惯性^[11]的影响，也会表现出热认知(hot cognition)现象，即当已有政治认知(主要表现为对政治思想、概念的理解与评估所形成的政治感知与情感)受到刺激后会再次从记忆中激活^[12]. 在新媒体时代，来自互联网的刺激提高了我国大学生对社会政治体系和政治活动的兴趣^[13]，且信息的快速传播进一步塑造了其政治认知，提升了其政治认知能力^[14].

研究证明，人口学特征也会影响人们的政治认知，从而形成不同的政治文化^[15]. 由于中国农村地区互联网的普及相对较晚，加之部分村民受教育程度偏低，导致部分乡村的“数字鸿沟”问题仍然没有得到根本解决. 因此，村民的网上政治信息认知能力、认知动力以及对政治信息分布^[16]的了解等都可能受到限制，从而影响其政治参与. 因此，为了进一步探讨政治认知在互联网使用与村民政治参与之间的作用，本文做出如下假设：

H2：政治认知在村民互联网使用和政治参与之间发挥了中介作用.

政府信任是公民通过对政治制度、政府意图、政府能力以及政府绩效等的评估^[17]后，形成的一种对政府机构亲近、认同的心理倾向，主要表现为对某一政治共同体、政体以及政府当局的支持^[18]. 建立强有力的政府信任感，是政府实现与公民有效政治沟通，增强执政效能的重要手段. 现代社会网络媒体的广泛使用，让学者们关注到了互联网使用、政府信任以及政治参与之间的关系变化. 有研究指出，信息双向沟通便利性的提高有利于增强信任^[19]. 互联网的发展加快了信息传播与沟通，有利于在促进交往、增加彼此了解的基础之上增强信任^[20]. 互联网的使用增强了政府工作的透明度和响应力^[21]，加强了公民对政府机构的信任^[22]，提高了公民的参与度与合作度^[23]. 公众既可能因为对互联网新闻的高度关注增强政治信任，从而进一步提高政治参与^[24]；也可能因为网上政治讨论增强政治信任，进一步提高非制度化政治参与^[25]. 对于经常使用互联网寻求政治信息的人来说，制度性回应更有可能增强其对政府机构的信任，从而降低其破坏性政治参与的可能性^[26]. 另一些研究则发现，互联网对公众民主偏好和认知的负面影响可能降低他们对政府机构的信任^[27-28]，网络媒介的频繁使用也可能降低公众对政府的信任.

总体来看，我国早期村民对政府的信任是建立在对村寨权威人士(村支书、村长等)以及由他们所传达的官方信息基础之上的，表现出的是一种传统的以血缘、宗族、熟人为主要特征的群体内信任. 互联网的出现打破了这一传统的权威模式，村民们既可以从网上获取更多的政治信息，也可以与更多的陌生人就政策、政令等进行交流. 这种变化是否会改变村民对政府的信任感，并影响到村民的政治参与? 基于此，本文做出如下假设：

H3：政府信任在互联网使用与村民政治参与之间发挥了中介作用.

中国共产党二十大报告中明确提出，要“着力维护和促进社会公平正义，着力促进全体人民共同富裕，坚决防止两极分化” “让现代化建设成果更多更公平惠及全体人民”^[29]. 社会公平就是要让“社会成员享有均等的机会，拥有平等的权利，特别是拥有平等的生存权与发展权” ^[30]. 社会公平感强调的就是民众对基本自由保障和社会资源合理分配的主观感受.

新媒体时代，互联网“去中心化”信息传播为民众的生产生活带来了深刻影响，同时影响着他们对社会公平的感知. 对网络使用目的的具体分析表明，闲暇时偏好娱乐活动的互联网使用降低了个体对社会公平感的评价，但闲暇时利用互联网从事学习活动可以显著提升个体的社会公平感^[31]. 由于政治参与可以让民众更好地表达自己的诉求和利益，同时参与决策，监督政府行为，因此政治参与一直被视为是实现社会公平的重要途径之一. 那么，对社会公平的感知是否一定会促进民众的政治参与呢? 研究表明，民众的总体社会公平感与非制度化的沟通型政治参与存在显著负相关，但与制度化的社区参与和选举参与却呈显著正相关^[32-33]；民众的社会公平感越高，其选择制度化政治参与的意愿越强^[34]；社会公平感对流动人口的制度化政治参与有显著的正向影响，对其非制度化政治参与则有显著的负向影响^[35]；社会公平感对农村居民制度化政治参与有正向影响^[36].

从现实情况来看，虽然乡村全面振兴的推进使我国农村地区得到了长足发展，但由于长期的二元经济结构，我国农村整体发展仍然落后于城市，这必然会影响村民对社会资源合理分配以及自由实现度的主观感受，互联网的使用，村民们受经济发达地区高社会生活水平与质量等信息的刺激，对社会公平的感知可能进一步增大，从而影响其政治参与行为的选择. 早期研究也表明，社会公平感在互联网使用与农村居民制度化政治参与中的中介效应明显^[25]. 基于此，本文提出以下假设：

H4：社会公平感在村民互联网使用和政治参与之间发挥了中介作用.

本文数据来源于2021年中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，简称CGSS). 该项目始于2003年，由中国人民大学中国调查与数据中心负责执行，是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目. CGSS以18周岁及以上中国公民为调查对象，通过面访模式对社会、社区、家庭、个人多个层次的信息进行连续性截面调查. 采用多阶分层(Probability Proportionate to Size Sampling，PPS)随机抽样，共抽取100个县级单位加5大都市，具有较好的代表性. CGSS 2021是最新公开的数据，覆盖19个省320个社区，有效样本8 148个. 本文选取拥有选举权的村民(即户口登记状况为“农业户口”，年满18周岁且依法享有政治权利的公民)为研究对象，对原始数据进行清洗后最终得到3 977个有效样本.

政治参与：由于非制度化政治参与较之制度化政治参与更具有多样性、随意性，且在农村网民的政治参与中并不占主流，在CGSS 2021调查中并没有独立体现出来，因此本文选择了该问卷中“上次居委会选举/村委会选举，您是否参加了投票”? 作为衡量村民政治参与的指标. 备选项为是和否，分别赋值为1和0.

互联网使用：互联网使用对个体的影响是使用形式、使用目的以及使用时间等多个维度共同作用的结果，彼此间的交互非常复杂，因此本文将互联使用作为一个单一整体变量来进行考察，选取问卷中“在最近半年，您上过网吗，包括使用电脑、手机、智能穿戴等各种设备上网”? 这一项作为衡量村民互联网使用的指标. 备选项为使用过和未使用过，分别赋值为1和0.

政治认知：政治认知是政治文化中的核心要素之一. 鉴于政治认知涉及到个体对政治权力、体制、规范、功能等多方面的认识和理解，本文特地选择了3个与政府权力和个人权利相关的问题作为衡量村民政治认知的指标，即① “如果有人在公共场所发布批评政府的言论，政府不应该干涉. 您同意吗”? ② “生多少孩子是个人的事，政府不应该干涉. 您同意吗”? ③ “在哪里工作和生活是个人的自由，政府不应该干涉. 您同意吗”? 这3项指标备选项为完全不同意、比较不同意、无所谓同意不同意、比较同意和完全同意，依次赋值为1~5，最后求得3个问题的平均值，作为政治认知的值.

政府信任：就个体而言，政府信任最直接的表现就是对政府政策的支持、采纳与遵循，代表政治文化中的情感. 本文从政府社会保障政策推行的角度，选取了其中与村民关系紧密的两个问题作为衡量其政府信任的指标，即“您目前是否参加了以下社会保障项目：①城市基本医疗保险/新型农村合作医疗保险/公费医疗；②城市/农村基本养老保险”? 这2项指标数据处理采用对两个问题的回答情况进行统计后，就信任程度进行分类，备选项为不信任、较信任和信任，分别赋值为1、2和3.

社会公平感：社会公平感是民众对政府效能评价的一个侧面反映，代表政治文化中的评价. 本文选取问卷中“总的来说，您认为当今的社会公不公平”? 这一问题作为衡量指标. 备选项为完全不公平、比较不公平、说不上公平但也不能说不公平、比较公平和完全公平，依次赋值为1~5.

为更好控制其他因素对村民政治参与的影响，参考已有研究，本文选择个人、家庭和社会3个方面的控制变量. 个人层面主要选择了与政治参与紧密相关的性别、年龄、民族、受教育程度、政治面貌和健康状况；家庭层面选择了家庭经济状况；社会层面选择了社会交往. 各变量的具体说明及描述性统计如表 1所示. 本文发现，农村网民中女性较多，汉族占多数，平均年龄偏高，教育水平偏低，党员数量不多，健康状况整体较好，家庭经济状况偏低，社会交往较少. 使用互联网的村民整体政治参与度一般，其政府信任度的趋同性大于政治认知水平，大于社会公平感.

为了探讨各变量之间的关系，本文通过SPSS 26数据分析软件对解释变量、中介变量与被解释变量之间的关系进行判断验证. 由表 2可知，除了互联网使用与政治认知之间不存在显著相关关系外，其他被解释变量(政治参与)、解释变量(互联网使用)、中介变量(政治认知、政府信任、社会公平感)之间都存在显著相关关系. 但是，为了更全面地探究自变量对因变量的影响机制，避免漏掉可能存在的中介变量，本文仍把政治认知纳入到了后续的中介变量分析之中.

利用SPSS统计软件进行二元Logistic逐步回归分析，检验p值为0.213，大于0.05，说明表 3的模型有较好的拟合度. 如表 3所示，在控制相关变量之后互联网的使用对村民政治参与呈现出显著正向影响.

由于实证分析中可能存在选择性偏差问题，因此本文运用替换解释变量法和增加控制变量法来检验互联网使用对村民政治参与行为影响的稳定性.

本文将自变量(互联网使用)的衡量指标“在最近半年，您上过网吗(包括使用电脑、手机、智能穿戴等各种设备上网)”? 更换成“过去一年，您对媒体的使用情况是：互联网(包括手机上网)”，对其选项从不、很少、有时、经常和非常频繁依次赋值1~5，其他变量不变，然后进行二元Logistic回归. 结果如表 4模型1所示，互联网使用对村民政治参与呈显著正向影响，与表 3基准回归结果一致，证明了本文研究结果的稳健性.

本文增加了控制变量——宗教信仰. 选择问卷中“您的宗教信仰是什么?”，选项设为不信仰宗教和信仰宗教，分别赋值1和0，其他变量不变. 回归结果如表 4模型2所示，互联网的使用对村民政治参与仍然表现出显著正向影响，进一步证明了本文研究结果的稳健性.

本文采用分样本二元logistic回归，分析了互联网使用对不同村民群体政治参与的影响. 如表 5所示，从个体层面来看，互联网使用对女性村民、受教育程度在大学以下的村民、非党员村民及身体健康的村民政治参与具有显著性正向影响，对汉族村民的正向影响略大于少数民族村民，对处于劳动年龄的村民具有显著负向影响，对其他类别村民的影响不具备统计学意义. 其原因可能在于：①非党员村民(约占93.5%)、受教育程度在大学以下的村民(约占89.3%)、身体健康的村民(约占78.5%)和汉族村民(约占91.6%)各类群体的数量都较大，故互联网使用对他们政治参与影响的结果与总体影响结果表现出趋同倾向. ②女性村民、非党员村民、受教育程度在大学以下的村民群体，大多感性思维强于理性思维，批判性思维较弱，且对权威的服从性更强，因此他们更容易接受和相信互联网上政府部门发布的信息，这就使得互联网使用对他们政治参与的影响呈现出积极性. ③对处于劳动年龄的村民而言，他们既是社会生产生活的主体，也是一个乡村家庭的支柱，面临的生活压力更大，对互联网上有关社会不公平、政府腐败等负面信息也就更加敏感，因此互联网使用对其政治参与的影响就呈现出消极性. 从家庭和社会层面来看，我们将家庭经济状况和社会交往重新进行3分类后做回归分析(家庭经济情况赋值为1、2的合并为低于平均水平，赋值为3的为平均水平，赋值为4、5的合并为高于平均水平；社会交往赋值为1、2的合并为较少，赋值为3的为正常，赋值为4、5的为较多)，发现家庭经济状况处于平均水平或社会交往正常的村民互联使用对其政治参与具有显著的正向影响，原因在于较之家庭经济状况高于平均水平或社会交往较多的村民，他们对当前乡村振兴中存在的问题感受更多、更直接；较之家庭经济状况低于平均水平或社会交往较少的村民，他们通过互联网获取政治信息的能力更大，互动交流的机会更多，对通过政治参与实现利益表达与利益诉求的意识也更强，因此互联网使用对他们政治参与的促进作用更明显.

为了深入剖析互联网使用和村民政治参与之间的内在联系及作用机制，根据图 1所构建的分析框架，本文采用Process 4.2软件内置的Bootstrap中介检验方法，检验了政治认知、政府信任和社会公平感的中介效应，结果如表 6所示.

中介模型结果表明：①政治认知在互联网使用对村民政治参与的影响中没有起到明显中介作用，Bootstap 95%的置信区间包含0(-0.01，0.01). ②政府信任在互联网使用对村民政治参与的影响中起到部分中介作用，表现为正向预测，Bootstap 95%的置信区间不包含0(0.02，0.06)，中介效应占总效应的比例(效应量)为14.19%. ③社会公平感在互联网使用对村民政治参与的影响中表现出遮蔽效应，即在使用互联网的村民中，社会公平感越强，其政治参与度越低，Bootstap 95%的置信区间不包含0(-0.03，-0.00)，遮蔽效应占直接效应(效应量)的比例为5.19%. 链式中介检验结果表明，3个中介变量在互联网对村民政治参与的影响中没有表现出链式中介作用.

本文运用CGSS 2021调查数据，检验了我国村民互联网使用对其政治参与的影响. 研究发现：①互联网使用促进了村民的政治参与. 在替换自变量和增加控制变量后，研究结论依然成立，说明稳健性较好. ②政治认知对村民政治参与具有消极影响，但在互联网使用与村民政治参与之间的中介作用不明显. ③政府信任对村民政治参与具有积极影响，并且在互联网使用对村民政治参与的影响中起到正向中介作用. ④社会公平感对村民政治参与具有积极影响，但在互联网使用对村民政治参与的影响中表现出遮掩效应.

基于上述研究结论，本文发现无论是互联网建设还是政治文化建设，都在很大程度上影响到村民的政治参与. 为了促进村民积极参与基层民主政治建设，助力乡村全面振兴，本文提出如下建议. ①加快数字乡村建设，优化互联网在村民政治参与中的工具性功能. 当前的重点在于持续推进农村网络基础设施建设，增大网络覆盖面，在大量吸纳农村网民的同时，结合村民更多运用手机上网的习惯，不断改造升级手机系统和相关应用软件，并通过专业培训、志愿者服务和亲朋邻里互助等形式，大力提升农村网民的数字素养和技能，增强村民的互联网使用接受度和适应力，为其线上线下的参政议政提供便利. ②发挥政务平台的正向影响作用，提升政府公信力. 政府的数字化转型^[37]，特别是电子政务的推广能够提高公民对政府廉洁、绩效和响应能力的评价^[38]，增强公民对政府的信任. 因此，各级政府要不断完善一体化在线政务服务平台，拓展“互联网+政务服务”的应用场景，加大政府官方微博、微信等自媒体阵地建设，让村民在真切感受到互联网技术带给日常生活便捷的同时，实实在在地看到政府工作的公开性、透明性，从而增强政府信任感，激发起政治参与的意愿. ③降低网络世界的负面放大效应，提升村民社会公平感知力. 政府要进一步利用互联网的优势加强道德与法治教育，大力宣扬公平与正义，营造风清气正的社会环境；要进一步加强网络监管，过滤不良信息，防止虚假信息，帮助村民学会分辨网上有关社会不公平的新闻、故事、案件等的真假，同时避免陷入“信息茧房”；要进一步鼓励村民运用互联网参与公共事务的管理与监督，形成良好的网络生态，从而不断加深村民对社会公平的认知与感知，增强政治参与动力. ④发挥网络媒介的宣传教育作用，树立村民的政治自觉意识. 从政治文化的角度上讲，政治认知是公民政治参与的重要因素. 良好的政治认知有助于形成正确的政治观念，提高政治参与度. 因此，需要鼓励村民运用包括互联网在内的多种渠道去获取更多的政治类信息，大力培养其政治自觉意识，特别是政治权利与责任的认识，进而提高其政治参与的广度与深度，促进政治稳定与发展.

值得注意的是，本文结果与《互联网技术如何影响村民政治参与——基于O-S-R-O-R模型》一文的研究结论^[25]呈现出诸多不一致. 究其原因除了选用的是中国社会状况综合调查(CSS)2017年的数据外，更重要的原因还在于2021年较之2017年，互联网在我国农村地区的使用范围、使用场景发生了巨大变化，从早期以社会交往为主拓展到了政策宣传、政务办理等政治生活领域，进而可能深入影响到村民政治参与行为的选择. 同时，这也说明单用截面数据还不能很好地反映互联网使用对村民政治参与影响的变化路径和趋势，需要做进一步的深入研究. 本文还存在其他一些不足，有待进一步的论证：①本文探讨的政治参与仅限于制度化的选举活动，未对其他制度化参与形式以及非制度化参与形式进行细分研究；②讨论政治评价时，本文选择的变量是社会公平感，这一变量相对宽泛；③互联网有多种传播形式，本文没有对各类形式的传播对村民政治参与的影响进行分类研究，这也成为未来可进一步探讨的方向.