社会运动参与动机的整合模型

——以我国反日游行为例

周敏 王晗宁

摘要：本文将社会运动参与动机的相关理论划分为四类分析视角（结构视角、文化视角、理性视角和情绪视角），它们分别强调人际网络、集体认同、效能和风险感知以及群体愤怒在刺激人们参加社会运动的过程中所扮演的重要角色。我们没有将以上变量视作相互独立的解释因素，而是提出一个整合模型将四个分析视角纳入同一个模型中。我们认为，各视角下的解释因素是相互关联的，但它们在促进社会运动参与的过程中各自的作用方式有所不同。人际网络、集体认同、效能和风险感知以及群体愤怒都直接影响人们的参与动机，而人际网络和集体认同又通过塑造人们的效能和风险感知以及群体愤怒来对社会运动的参与施以间接影响。本研究以我国发生的反日游行为研究对象，对我们提出的社会运动参与动机整合模型进行检验。2014年，我们在北京对1458名在校大学生进行了大规模问卷调查，通过结构方程模型研究可知，我们所建立的整合模型能够有效解释大学生参与未来反日游行的意愿和动机。

关键词：社会运动 反日游行 人际网络 集体认同

一 引言

在过去几十年中，社会运动的参与已经成为社会学、政治学和社会心理学等多门学科共同关注的问题，并产生了大量的理论和实证研究成果。各个学科从不同角度对刺激人们参与社会运动的因素进行了阐释，相关理论也在不断更替和完善之中。基于近期研究，我们可以将社会运动参与动机的相关理论大致梳理出四类分析视角：理性视角（rational approach）、结构视角（structural approach）、文化视角（cultural approach）和情绪视角（emotional approach）。

在理性视角中，效能感知（perceived efficacy）和风险感知（perceived risks）是解释人们参与集体行动的两个核心要素（Klandermans, 1984;Muller and Opp, 1986; Oberschall, 1994; Opp, 1986）。在权衡是否参与的过程中，人们会对实现集体工具性目标的可能性以及参与所带来的潜在风险进行评估。因此，从本质上讲，理性视角是将社会运动参与的动机理解为人们对收益（benefits）与成本（costs）的理性计算。

结构视角将个人与社会结构联系起来以解释社会运动参与行为（Giugni, 1998; McAdam and Paulsen, 1993; Passy and Giugni 2001），即人们所处的社会结构（如人际网络）会为其参与社会运动提供机会或施以限制。而在诸多人际网络（interpersonal networks）中，学者们发现，与其他参与者的社会联系在社会运动的动员过程中起着十分关键的作用（McAdam, McCarthy and Zald, 1988; Schussman and Soule, 2005; Snow, Zurcher and Ekland-Olson, 1980）。

文化视角强调共同的文化认同（cultural identity）对推动个体投入社会运动中起到的显著作用（Klandermans, 1997; Melucci, 1995; van Zomeren, 2013）。社会运动是旨在改善群体状况的集体行动，它需要潜在的参与者将自己认同为该群体（即“我们”）中的一员，而不再是个人主义中的“我”，从而为群体的利益采取行动。因而在文化视角下，集体认同（collective identity）被看作社会运动参与的促进剂（Friedman and McAdam, 1992; Simon et al., 1998; Tajfel and Turner, 1986）。

从情绪视角出发的研究重视情绪，特别是针对所抵制对象的群体愤怒（group-based anger）在激发运动参与动机中的作用（Goodwin, Jasper, and Polletta, 2001; Jasper, 1997, 1998; Stürmer and Simon, 2009; van Zomeren et al., 2004）。当人们认为他们所属的群体受到不公正待遇并且所受不公待遇是由另一个群体造成的时，群体愤怒便会产生。在群体愤怒的影响下，人们会对敌对群体产生有针对性的愤怒情绪，从而促进其参与到抵制对立群体的运动中（Carver and Harmon-Jones, 2009）。情绪视角与文化视角联系紧密，它们都是近期社会运动研究中“文化转向”（cultural turn）的体现。

以上四类分析视角能够帮助我们更好地理解人们参与社会运动的动机，然而各视角在发展过程中相对独立，既往研究缺乏对它们的整合，造成了自说自话的窘境，我们对各视角之间的关系也尚不明确。基于这一理论缺陷，本研究力图将四类分析视角纳入一个整合模型中，从而对社会运动参与动机进行更为全面和深入的剖析。我们认为四类分析视角所强调的影响因素是互相关联的，但是在促进社会运动参与过程中的作用方式有所不同，结构因素和文化因素相较于理性因素和情绪因素更为基础。此整合模型具有以下三个特点。

首先，结构、文化、理性和情绪因素会共同影响个体参与社会运动的决定过程。具体来说，不同的人际网络、集体认同、效能和风险感知以及群体愤怒会塑造出不同的参与动机，进而激发人们不同的参与行为。

其次，理性计算并不是独立的影响因素，它由结构和文化因素决定。也就是说，人际网络和集体认同共同影响着个体如何感知社会运动参与的效能及其潜在的风险。所谓理性是由社会结构和文化因素所建构出来的。

最后，与理性计算一样，情绪也受到结构和文化因素的影响，即一定的人际网络和集体认同会激发或增强群体愤怒。群体情绪在很大程度上也是由社会结构和文化因素所建构的。

本研究试图建立的社会运动参与动机整合模型如图1所示：人际网络、集体认同、效能和风险感知以及群体愤怒都直接影响个体参与社会运动的意愿。同时，人际网络和集体认同也通过塑造人们对效能和风险的感知以及群体愤怒的形成来间接影响参与意愿。

本文主要有两个研究目的：一方面，我们将详细剖析四类分析视角之间的相互关系并将其理论化，同时阐述我们建立的这个社会运动参与动机整合模型背后的基本原理；另一方面，我们将应用该整合模型来研究我国近些年发生的反日游行。由于历史遗留问题和领土争端，中日双边关系时有摩擦。在“二战”期间日本侵略中国这段历史记忆的问题上，两国长期存在分歧并曾多次引发争论，而在钓鱼岛主权上的争议也使双边关系进一步紧张。这也导致全国范围内的反日游行不断出现。2014年，我们在1458名北京在校大学生中开展了大规模问卷调查，探究其未来参与反日游行的意愿与动机。通过我们所建立的社会运动参与动机整合模型以及结构方程模型这一统计方法，本研究力图对我国大学生未来参与反日游行的意愿及动机进行深入剖析。

二 结构、文化、理性和情绪因素的直接影响

既往研究指出，当个体具有如下特征时往往会更有动力参与到社会运动中：（1）认识已经投入该社会运动中的参与者（结构因素）;（2）对所属群体产生集体认同感并关注所属群体的群体状况（文化因素）;（3）认为参与该社会运动将有助于改善其所属群体的群体状况并且不会面临过高的风险（理性因素）;（4）受到触发该社会运动的导火索的影响而产生了强烈的情绪性反应（情绪因素）。

（一）人际网络

研究发现，就整体而言，社会网络（social networks）会对人们参与社会运动的意愿产生影响（Klandermans and Oegema, 1987）。一些学者将复杂的社会网络进一步细化为以社会运动相关或非相关的组织成员身份为基础的正式网络（formalties）和以个人人际关系（interpersonal ties）为基础的非正式网络（informal ties）。在不同的政治环境下，正式网络与非正式网络对社会运动参与的作用方式有所不同（McAdam and Paulsen, 1993）。如前文所述，正式网络以组织成员身份为主要形式，其对成员参与社会运动具有推动作用，而这种推动作用在那些拥有很多社会运动组织的国家会更为常见和显著。非正式网络，如与曾参与到社会运动中的朋友、家庭成员或熟人之间的人际联系，也会促进个体加入社会运动（Della Porta, 1988; Snow et al., 1980; Yu and Zhao, 2006）。在近些年的研究中，非正式网络在社会运动动员中的作用逐渐受到学者重视。在某些社会环境下，人们倾向于避免“长期参与”（long-term engagement）到正式组织中，因而在很多社会运动中并没有正式的社会运动组织来进行组织和动员（Klandermans, van Stekelenburg, and Walgrave, 2014: 498），参与者更多的是通过相对松散的先存非正式人际关系动员起来的。

在我国反日运动中，非正式网络可能扮演着更为核心的角色。由于国家对民间团体的活动有严格的监督和控制，通过社会运动组织形成的正式网络关系在我国比较少见，个人与其他已经投入社会运动中的个体间的非正式关系可能对动员其参与该运动起到更为显著的作用。因此，在本研究中我们没有对正式关系与非正式关系进行操作上的明确区分，而是重点分析人际关系在动员人们参与反日游行中扮演的角色。如果人们认识曾经亲身经历过反日游行的人，那么他们可能会更加愿意加入反日游行。一方面，人们通常会有意识或下意识地模仿周围人的行为，从而发展出与周围人相似的行为模式并参与相似的社会活动；另一方面，认识曾经参与过反日游行的人有助于个体获得游行的相关信息，并且受此人际关系影响，个体可能在与其交往的过程中被说服从而也加入反日游行。

研究假设1：认识过往反日游行参与者的个体，会更加愿意参加反日游行。

（二）国家认同

通过社会认同理论（social identity theory），学者将集体认同与社会运动参与联系起来。社会认同理论主张人们可以超越个人认同（即“我”），并与特定群体产生认同（即“我们”）（Brewer and Gardner, 1996; Huddy, 2001; Tajfel and Turner, 1979; Turner et al., 1987）。这种“我们”的认同会给群体成员带来“内心的义务感来依据内在化了的运动相关的特定规范和目标来行动”（Stürmer and Simon, 2009: 684），并且增强群体使命感（group commitment）和团结度（Hunt and Benford 2004），在群体间发生冲突的时候尤为明显（Melucci, 1995）。社会运动从本质上讲是基于某种社会相关认同（即群体归属感）的集体行动（van Zomeren, Postmes, and Spears, 2008）。拥有群体归属感会使人们关注所属群体的群体状况并且愿意为群体的利益采取行动。当个体产生集体认同时会对所属群体的不利态势更为积极地做出反应并且通过集体行动来应对群体所处的不利状况，因而他们也就更有动力参加社会运动以改善群体状况并追求集体利益（van Zomeren, 2013;van Zomeren et al., 2008）。总而言之，个体对某一群体的集体认同感越强，就越倾向于参加为该群体争取利益的社会运动。

并不是所有的集体认同都会在某个社会运动中起到动员作用，依据该运动抵制的对象或针对的问题，某一种集体认同扮演着更为突出的角色。具体来说，在抵制外国目标的社会运动中，民族或国家主义（nationalism）提供了最有力和显著的集体认同形式（Calhoun, 1993）。对于国家的强烈自我认同会创造出一种“民族或国家主义美学”（nationalistaesthetics），使人们对他们所属的国家投入强烈的情感（如自豪感）（Berezin, 1997; Zubrzycki, 2009）。特别是在转型国家中（如我国）, “公民社会组织的多样性较为缺乏或不能提供多元化的公众话语和集体认同”（Calhoun, 1993: 387），国家认同（nationalist identity）往往比较突出。拥有强烈国家认同的人们自豪地将自己认同为国家的一部分，他们可能感到更有义务参加反日游行来表达对国家利益的捍卫。

研究假设2：拥有更为强烈的国家认同的个体，会更加愿意参加反日游行。

（三）效能感知和风险感知

学者们（Huber, 1997; Klandermans, 1984; Muller and Opp, 1986;Oberschall, 1994）通过理性选择概念将社会运动参与中的理性动机（rationalist motivation）理论化，以反映人们在考虑是否参与集体行动时进行的成本-收益计算（cost-benefit calculation）过程（Klandermans, 1997）。

工具性目标会刺激人们参与社会运动，此类工具性目标包括要求改善消极状况或追求积极的社会变化等。如果人们预计该社会运动可以有效帮助其实现上述工具性目标，他们将更有动力参与其中（van Zomeren et al., 2008）。这种感知到的“效能”（efficacy）可以在个人和集体两个层面理解（Passy and Giugni, 2001），即人们会关注参与该社会运动所带来的个人所得或集体利益。对于反日游行这样的社会运动，参与本身并不会带来切实的个人利益。实际上在大部分社会运动中，集体效能（group efficacy）在运动参与中扮演着更具影响力的角色。感知到的集体效能所带来的“集体力量”（collective power）（van Zomeren et al., 2008: 507）会为人们通过集体行动获得群体目标提供自信心（Drury and Reicher, 2005），因此人们越相信集体效能，便越会倾向于参加社会运动（Hornsey et al., 2006; van Zomeren et al., 2008）。

本研究将反日游行中的效能感知概念化为人们对“反日游行有利于我国对日外交政策”这一观点的信念。反日游行的主要目标是影响我国的对日政策，并帮助我国在中日交涉过程中取得有利地位（Reilly, 2012; Weiss, 2013, 2014）。一个典型的例子是在2005年，众多中国公民走上街头抗议日本加入联合国安全理事会非常任理事国的企图。这次大规模的反日游行对于我国申明立场、强力反对日本的企图起到了非常大的帮助。如果人们相信反日游行将有利于我国的外交政策，他们应该会更有动力加入。

研究假设3：认为反日游行有利于我国外交政策的个体，会更加愿意参加反日游行。

除了收益以外，理性计算中另一个不可缺少的组成部分是成本。人们感知到的风险，特别是暴力行为所带来的风险，会打消人们加入社会运动的意愿（Klandermans and Oegema, 1987; McAdam, 1986; Opp, 1986）。参与社会运动最为突出的风险源自与权力组织的冲突（della Porta, 1995; Passy and Giugni, 2001）。在冲突的政治环境下，运动参与者有可能面临诸多风险（Klandermans, 2004; Tilly, 1978）。因此，潜在的与权力组织的冲突是社会运动参与的主要障碍。这种冲突的可能性越大，参与该社会运动的成本也越高。

虽然我国反日游行所针对的主要目标是日本，但基于既往经验，反日运动参与者有时会将他们的愤怒情绪转移到其他目标上（Reilly, 2012;Wallace and Weiss, 2015; Weiss, 2013, 2014）。在我国，政治参与的途径有限，人们也许会利用反日游行来表达他们对其他社会问题的不满，从而导致国内社会不稳定，甚至威胁本国政局稳定（Shirk, 2007），进而造成与权力机关产生冲突的可能性。当人们认为反日游行会破坏国内社会稳定进而很可能引发冲突时，他们感知到的参与风险会随之提高，最终导致其参与意愿下降。

研究假设4：认为反日游行破坏我国国内社会稳定的个体，会更加不愿参加反日游行。

（四）群体愤怒

情绪因素（如愤怒）因其“非理性”的特征而曾受到批判（Norris, Walgrave, and van Aelst, 2005），但在社会运动研究中学者们发现它们对于社会运动的动员起着十分重要的作用（Goodwin, Jasper, and Polletta, 2001; Jasper, 1997, 1998; van Stekelenburg and Klandermans, 2007）。社会心理学指出，人们对于外部环境的认知会诱发内心的情绪性反应，进而推动其依据外部环境而采取行动（Lazarus, 1991; van Zomeren, 2013）。在社会运动中，人们对于突发事件的情绪性反应会促使他们参与到社会运动中，即以集体行动的形式来化解和释放情绪（Tausch and Becker, 2013; van Stekelenburg, Klandermans, and van Dijk, 2009）。而在诸多情绪性反应中，群体愤怒被认为对社会运动的参与具有最为直接的影响（van Zomeren, 2013）。群体愤怒针对的是该社会运动的诱发因素，或是群体间冲突中的对立群体（Jasper, 1998）。当人们认为对立群体是本群体遭受不公正待遇的原因并对该对立群体产生愤怒情绪时，群体愤怒便会驱使他们采取行动，加入社会运动中。这一机制已经在诸多经验研究中得到验证（Stürmer and Simon, 2009; Tausch and Becker, 2013; van Zomeren et al., 2004）。

与很多社会运动类似，我国反日游行中充满着情绪性因素（Gries, 2004; Reilly, 2012）。人们参与其中有可能并不是要达成某些具体的工具性目标，而是通过游行来发泄其对日本的愤怒情绪。中日两国公众对对方国家的感情整体来说都是消极的，依据日本民间非营利性组织“言论NPO”（Genron NPO）和《中国日报》在2013年进行的一项联合社会调查，高达90%的中国和日本公民对对方国家没有好感。在很多国人看来，日本对于“二战”期间侵华战争的责任持有模棱两可的态度，对于战争暴行缺乏有诚意的道歉，并且在我国东海的钓鱼岛主权上与我国进行争夺。这些都使我国公民对日本产生普遍反感甚至愤怒的情绪（Bush, 2010; He, 2009; Kristof, 1998; Rozman, 2004），反日游行就成为人们抒发这种愤怒的途径。

研究假设5：对日本抱有更为强烈的愤怒情绪的个体，会更加愿意参加反日游行。

三 结构因素和文化因素的间接影响

既往研究多是检测人际网络、国家认同、效能和风险感知以及群体愤怒对社会运动参与的直接影响，也就是说，这些因素通常被当作互相独立、并行，或是互补的。我们认为这样的研究假设存在问题。这些影响因素虽然共同塑造人们参与社会运动的意愿，但它们并不是同等重要的，其中一些因素是建构在其他因素基础上的。具体来说，人们的效能和风险感知以及群体愤怒情绪不是先在的，在人们决定是否参与社会运动的过程中不能被当作外生变量来研究，它们是受人际网络和国家认同影响的社会性构成。因此，人际网络和国家认同除了对社会运动参与动机具有直接影响外，它们也通过塑造人们对效能和风险的感知以及群体愤怒情绪来施以间接影响。已有研究没有给予这样的间接影响方式足够的重视，下面我们将对它们进行详细梳理。

（一）效能感知和风险感知的建构性

在理性计算的过程中，人们会评估参与某个社会运动所带来的成本与收益。面对同样的情况，人们所感知到的效益和风险却不尽相同。这是因为人们对参与该社会运动的效益和风险的感知是主观的，是建构在人们所处的社会结构和所属的文化认同基础上的。人际网络和集体认同对人们的理性计算过程是具有显著影响的。

路径1：人际网络效能感知和风险感知参与动机

我们认为人际网络通过社会化机制（socialization mechanism）和增权机制（empowerment mechanism）来建构人们对于效能与风险的感知。依据社会影响网络理论（network theory of social influence）, “感知”可以通过社会网络进行传播（Friedkin, 1993, 1998; Marsdenand Friedkin, 1993）。首先，与社会运动参与者的交往互动对个体来说是一个社会化的过程，它促使人们接受某些特定的政治认知，进而提高他们对该社会运动效能的感知，同时降低其对风险的抗拒（从而淡化风险感知）。过往社会运动的参与者之所以已经投入该运动中，是因为他们对通过社会运动来达成某项目标具有更为坚定的信念，且并不规避潜在风险。这样的高效能感和低风险规避会通过社会网络传播开来，由于人们倾向于有意识或下意识地模仿其社会网络中的其他个体，认识社会运动参与者的人们也就会更容易形成类似的感知。此外，在与运动参与者的社会互动过程中，人们很有可能受到其直接劝说，从而产生相似的效能感知和风险感知。

其次，认识已经参与社会运动的人，会使尚未参与的人们意识到参加社会运动并不是孤单的行为，这对于潜在参与者来说是增权的过程，这种增权感源自由志同道合的人组成的支持性社会网络。如果人们预计可能与熟悉的人一同参加社会运动，那么他们对达成运动目标的信念会有所提高，会变得更加大胆，同时不会将参与社会运动的过程及其结果预想得过于可怕。因而由预期到的集体行动（即非单独行动）带来的增权感会在很大程度上塑造人们对运动效能和风险的感知。

基于以上两个互相关联的机制我们了解到，效能感知和风险感知在人们与存在其社会网络中的其他参与者的联系中不断被定义和再定义，与经历过社会运动的参与者的人际网络关系会左右人们的理性计算（即提高效能感知并降低风险感知），从而最终使其倾向于参与社会运动。

接下来我们将这一原理应用到我国反日游行中。如前文所述，反日游行的主要目标是影响我国的对日政策，并且在中日交涉过程中赋予我国更强的谈判力。主要的风险则源自可能的与国内权力机关的冲突，特别是反日游行有可能破坏国内社会稳定。由此，我们提出如下研究假设。

研究假设6a：认识过往反日游行参与者的个体，更有可能认为反日游行有利于我国对日外交政策，进而其参加反日游行的意愿加强。

研究假设6b：认识过往反日游行参与者的个体，较小可能认为反日游行破坏我国国内社会稳定，进而其参加反日游行的意愿加强。

路径2：国家认同效能感知和风险感知参与动机

我们认为强烈的集体认同不仅可以直接激发人们参与社会运动的意愿，而且会通过提高效能感知和降低风险感知来间接促使人们走上街头。文化认知理论（cultural cognition theory）主张人们的价值观念由他们的文化认同确立，基于这样的文化价值观，人们会对他们的行动产生特定的效能感知和风险感知，也就是说效能感知和风险感知是受人们的基本文化价值观影响而形成的（Kahan, 2012; Kahan, Jenkins-Smith and Braman, 2011）。面对某个社会运动，即使人们接收到了相同的信息，信息也会通过个体的文化偏好（cultural preferences）或文化认知偏差（cognitive bias）进一步过滤。针对社会运动参与这项具体的行动，如集体认同这样的价值观念会对人们感知到的效能和风险具有重要影响。

文化价值观引导人们对接收到的信息进行选择性的接受和解读（Allum et al., 2008; Gauchat, 2012），认知偏差（cognitive bias）使人们倾向于选择符合他们内心根深蒂固的文化价值观的信息，摒弃不符信息。信息处理的这种建构性也表现在，人们对效能和风险的感知建构在其集体认同的基础上。如果人们对某一群体具有归属感，相较于不具此认同感的人们来说，他们会更加重视能够改善所属群体状况的行动。在此集体认同的引导下，人们往往集中关注该社会运动收益方面的信息，而淡化成本方面的信息。为群体的利益参与社会运动与人们确立在集体认同基础上的文化价值观是一致的，因而他们也就有可能形成高效能感知和低风险感知的意识。

对我国反日游行来说，效能感知和风险感知的形成受到国家认同的影响。人们的国家认同越强烈，即越将自己认同为国家的一部分，越会重视为捍卫国家利益而采取的行动。反日游行符合人们的国家认同，因此具有强烈国家认同的个体会倾向于强调参加游行的效能，忽视潜在的风险。

研究假设7a：拥有更为强烈的国家认同的个体，更有可能认为反日游行有利于我国对日外交政策，进而其参加反日游行的意愿加强。

研究假设7b：拥有更为强烈的国家认同的个体，较小可能认为反日游行破坏我国国内社会稳定，进而其参加反日游行的意愿加强。

（二）群体愤怒的建构性

社会运动中，情绪性反应是被高度社会化建构的体验（Goodwin, Jasper, and Polletta, 2001），我们认为社会结构和文化认同会对人们的情绪施以影响。人们拥有不同的人际网络和集体认同，因而也就会对社会运动的议题产生不同的情绪性反应，这可以部分地解释为什么面对同样的议题，一些人会比其他人表达出更为强烈的愤怒情绪。

路径3：人际网络群体愤怒参与动机

引发消极情绪性反应的因素并不只是客观上的不公正（Kelly and Breinlinger, 1996），人们对现实的感知和情绪性反应在很大程度上受到其家庭成员、朋友和熟人的影响。一些社会网络理论通过结合群聚效应（critical mass）来剖析群体愤怒的刺激因素（Crossley, 2008）。与社会运动积极分子的人际联系网络构成了一个有助于愤怒情绪传播的社会环境，因而社会运动积极分子可以被看作后续运动的“煽动”因素，他们会促进运动议题的政治化，并鼓动其社会网络中的其他个体投入该运动中。根据社会影响结构理论，情绪通过社会网络进行扩散（Friedkin, 1993, 1998; Marsdenand Friedkin, 1993），在频繁对日本进行抵制的社会网络中，对日本的群体愤怒情绪会更为普遍。如果人们嵌入这样的社会网络中，那么他们更有可能在社会互动中接收到对日本的愤怒情绪性反应，也更有可能受到同伴的影响、劝说甚至是施压来形成类似的愤怒情绪。此外，人们通常不愿与同伴产生差异，不愿意在重要问题上表达不同于同伴的态度。了解到其他人具有相似的对日愤怒情绪时，人们很有可能会将愤怒情绪看作该社会网络中正常且被普遍接受的情绪性反应，这也会带来“增权感”使他们义无反顾地表达出对日本的愤怒。

研究假设8：认识过往反日游行参与者的个体，更有可能对日本抱有更为强烈的愤怒情绪，进而其参加反日游行的意愿加强。

路径4：国家认同群体愤怒参与动机

社会认同研究中的一个新的趋势是将社会认同的作用范围扩大化，这其中就包括“群体性认知和情绪”（group-based perceptions and emotions）的形成（van Zomeren et al., 2008: 511）。只有当人们对一个群体产生归属感时，他们才会在情感上真正重视起该群体的群体状况。集体认同意味着与其他同群体成员保持亲近的状态，并且面对相同的群体状况。集体认同使人们意识到自己并不是唯一对群体状况感到不满的人，其他群体成员也会抱有这样的不满。同时，集体认同也使人们认识到对立群体的存在（Klandermans, van Stekelenburg, and Walgrave, 2014; Simon and Klandermans, 2001），因而就有了对立于“他们”的对于“我们”的认同。这样的“我们”与“他们”的区分不仅建立了“我们”群体内部的团结，也激起了对于“他们”群体的群体愤怒。此外，集体认同会制造认知偏差，使人们选择性地吸纳能够巩固“我们”与“他们”边界的信息（Gauchat, 2012; Kahan, 2012; Kahan, Jenkins-Smith, and Braman, 2011）。具体来说，当人们处理关于对立群体的信息时，强烈的集体认同会引导人们有选择地关注能够加强对对立群体的群体愤怒的信息，而忽略有关对立群体积极形象的信息。

一些研究已经洞悉集体认同通过激发群体愤怒而间接影响集体行动这一机制（Smith, Seger, and Mackie, 2007; van Stekelenburg et al., 2011; van Zomeren, 2013）。接下来我们将这一原理应用到我国的反日游行中。对日愤怒情绪与国家认同有很大关联，民族或国家主义经常被认为是我国反日情绪的重要来源。因此，我们假设国家认同通过加强人们的对日愤怒情绪来间接动员反日游行的参与意愿。

研究假设9：拥有更为强烈的国家认同的个体，更有可能对日本抱有更为强烈的愤怒情绪，进而其参加反日游行的意愿更强。

四 社会人口学因素

除了探究反映结构视角、文化视角、理性视角和情绪视角的四组影响因素，我们还考虑了在我国社会环境下，可能影响学生参与反日游行动机的社会人口学基本因素（Walder, 2006; Yu and Zhao, 2006; Zhao, 2003）。性别、家庭收入、中国共产党党员身份以及自我认知的学术表现经常被用来预测学生的社会运动参与。首先，在相同的政治和制度环境下，男性通常比女性更加积极地走上街头参与游行（Finucane et al., 2000）。其次，来自低收入家庭的个体会更加不愿维持现状，因而会更乐于参与社会运动来寻求改变（Dixon and Roscigno, 2003; Walder, 2006）。再次，中国共产党党员总体来说更加严格遵循党的方针路线，具有更为强烈的政治兴趣，在捍卫国家利益时也被认为应该承担更多的责任（Yu and Zhao, 2006）。据此，我们认为相较于非党员，党员可能会对反日游行表达出更强的参与意愿。最后，学术表现较差的学生可能更少地被学习占用时间，也就更有可能愿意将时间和精力放在反日游行上（Yu and Zhao, 2006）。总而言之，我们假设男性、来自低收入家庭、党员以及学术表现较差的个体参与反日游行的意愿更强。

五 数据来源和研究方法

我们选择反日游行来作为检测社会运动参与动机整合模型的研究对象。本研究一方面旨在检验我们所建立的理论模型的实际应用性，另一方面也通过经验研究来帮助我们更深入地了解人们参与反日游行的动机。本研究有助于对未来反日游行的潜在参与者进行特征上的描绘。

2014年6月，我们在北京大学、清华大学和中国人民大学进行了大规模问卷调查，来自这三所学校的共计1458名学生参与到本次调查中（每个学校大约500名学生），调查问卷的问题涉及学生参与反日游行的意愿、动机以及潜在的影响因素。

我们之所以选取大学生作为调查对象，是因为他们在绝大部分社会运动中扮演着重要角色，是参与社会运动的积极群体（van Dyke, 2003:245），在我国的社会运动中大学生的作用十分突出。北京高校的大学生长久以来都起到领头羊的作用（Yu and Zhao, 2006; Zhao, 1998），在自20世纪以来的几乎全部大规模社会运动中，他们都是先锋力量（Zhao, 1998, 2000, 2004）。特别是北京大学、清华大学和中国人民大学被认为是我国学生运动的重要中心（Yu and Zhao, 2006; Zhao, 1998, 2004），这三所学校是有声望的带头者，拥有对其他高校和我国整体政治的影响力（Yu and Zhao, 2006: 1758）。基于这三所学校的重要性，本研究选取了它们作为我们的调研地点。当然我们知道并不是所有的大学生都具有同样的意愿来参加反日游行，我们力图通过统计分析来揭示塑造了不同参与意愿与动机的社会影响因素。

（一）样本和抽样方法

我们通过概率抽样选取了此次问卷调查的参与者，详细抽样方法请见附录。在三所高校中我们各招募了一个调查团队（包括5～7位访问员），每个调查团队在所属高校对约500位学生进行了问卷调查，我们最终共收集到1458份问卷（北京大学504份，清华大学467份，中国人民大学487份）。问卷调查参与者的平均年龄为22岁，其中54.05%为男性（N =788）, 45.95%为女性（N=670），本科生占全部样本的67%，研究生占33%。我们的样本很好地反映了这三所高校学生群体的整体特征，合理的抽样方法确保了最终样本的代表性。

（1）因变量。因变量为学生参与反日游行的意愿。我们通过如下问卷题目来测量此变量：“未来如果中日关系出现问题，您是否有可能参加针对日本的游行？”问卷参与者在5级量表中进行选择（从1“绝对没有可能”到5“非常有可能”），选项越高代表该学生越愿意参与未来的反日游行。图2显示了样本学生不同参与意愿的分布，一些学生较于其他学生，更有动力参加游行。值得注意的是，在5级量表中，我们可以看出有相当大一部分（6.36% +39.28% =45.64%）样本学生表达了清晰的反日游行参与意愿。

（2）人际网络。人际网络通过二分变量进行测量，受测者需要回答是否认识有参加反日游行经历的人（“认识”编码为1, “不认识”编码为0）。

（3）国家认同。我们通过受测者对两个陈述的赞同程度来测量他们的国家认同：第一个陈述为“我很愿意做中国人而不是其他国家的人”，第二个陈述为“如果这个世界上的国家都像中国这样，这个世界会更好”。同样，我们利用5级量表来将受测者的态度进行编码（从1“非常不赞同”到5“非常赞同”），因此对于以上两个问题，选项越高代表该学生具有的国家认同越强烈。在后续统计分析中，我们只应用了第一个问题（我们也尝试使用了第二个问题和两个问题生成的一个综合变量来进行统计分析，其结果与只使用第一个问题作为国家认同变量的结果是一致的）。

（4）效能感知。效能感知通过如下问题进行测量：“您觉得反日游行是否有利于中国的对日外交政策？”受测者根据自己的态度在5级量表中进行评定（从1“非常不利于”到5“非常有利于”）。数字越高表明该学生对于反日游行的效能感知越高。

（5）风险感知的测量问题为：“您觉得反日游行会影响我国的国内社会稳定吗？”我们提供了三个选项供受测者选择：1“促进社会稳定”, 2“不影响社会稳定”和3“破坏社会稳定”。数字越高代表受测者对于反日游行对国内社会稳定产生的消极影响感知度越高，也说明其更加关注参与游行所带来的潜在风险。

（6）群体愤怒。测量群体愤怒的问题为：“总体上您对日本的态度是？”我们通过五个选项来对受测者的对日态度进行编码：1“非常喜欢日本”, 2“喜欢日本”, 3“中立”, 4“不喜欢日本”和5“非常不喜欢日本”。因此，数字越高意味着该学生对于社会运动所抵制的对立群体（即日本）的态度越消极。

（7）控制变量。性别为二分变量，男性编码为1，女性编码为0。家庭收入通过受测者父母的月总收入进行测量，9级量表为：1“低于1000元”, 2“1000～2000元”, 3“2000～4000元”, 4“4000～6000元”, 5“6000～8000元”, 6“8000～10000元”, 7“10000～15000元”, 8“15000～20000元”和9“20000元及以上”。选项越高，家庭收入越高。中国共产党党员身份是二分变量，编码1为党员，0为非党员。学术表现为受测者自己陈述的其在班级中的成绩排名，我们用5级变量对学术表现进行编码（从1“后20%”到5“前20%”），选项越高表示该学生的学术表现越优秀。

表1显示了以上变量的基本描述性统计，表2为各变量之间的相关性。从表2我们可以看出，各自变量之间没有过高的相关性，在回归分析中不存在多重共线性问题。我们在统计分析中也通过计算方差膨胀因子（VIF）检验了所有回归模型中是否存在多重共线性问题。我们没有发现任何多重共线性，VIF值远低于10（确认多重共线性问题的常用标准值）（Stata Corp, 1997: 390）。

（二）研究方法

依据我们所建立的理论模型，全部变量可分为三组——因变量（即参与意愿）和两组解释性变量。第一组解释性变量具有外生性，也就是说它们会左右人们参与社会运动的意愿，同时其自身的形成不受模型中其他解释性变量的影响。这组外生变量包括人际网络和国家认同。第二组解释性变量是效能感知、风险感知和群体愤怒。这组变量是内生性的——它们会作用于社会运动参与意愿，但同时它们是受人际网络和国家认同的影响而建构成的。通过这组中介变量，人际网络和国家认同对社会运动的动员起到间接作用。

图3将我们的整合模型以及三组变量之间的相互关系可视化，从中可以看出，整合模型实际上是由四个子模型组合而成。其中一个子模型研究各解释性变量如何直接影响社会运动的参与，另外的三个子模型是探究人际网络和国家认同是如何通过影响效能感知、风险感知和群体愤怒三个中介变量来间接作用于运动参与的。

结构方程模型是本研究理想的统计方法，它可以同时分析整合模型中的全部子模型，因而可以实现我们的建模方案。在结构方程模型中，人际网络和国家认同直接影响社会运动参与，同时也通过效能感知、风险感知和群体愤怒来发挥间接影响，此外我们也能够将效能感知、风险感知和群体愤怒这三个因变量纳入模型中来分析其作为中介变量起到的作用。本研究所使用的统计软件为Stata（版本13），操作命令为“sem”。

在下面的统计分析中，我们依据图3的建模方案，考察了两个结构方程模型（结构方程模型1和结构方程模型2）。结构方程模型1是基础模型，它不包含社会人口学控制变量，而结构方程模型2为完整模型，它纳入了全部解释性变量和控制变量。我们利用赤池信息量准则（AIC）和贝叶斯信息量准则（BIC）两种检测方法，对两个结构方程模型的拟合程度分别进行了检测。学者们普遍使用AIC和BIC来检验模型拟合优度，当对同一数据进行多个模型分析时，信息量准则数值较低的模型拟合程度更好。我们使用“estat ic”这一Stata操作命令来计算AIC和BIC，获得的模型拟合指数呈现在表3～表5中。

六 研究结果

我们首先进行了第一个结构方程模型（即基础模型）的分析，其研究结果如表3所示。整个模型包含四个子模型——模型1的因变量为效能感知，模型2的因变量为风险感知，模型3的因变量为群体愤怒，最后模型4的因变量为参与意愿。结构方程模型对这四个子模型同时进行分析，但为了能够更为清晰地进行说明，我们接下来会分别讨论四个子模型的研究结果。

模型1、2和3依次分析了人际网络和国家认同对效能感知、风险感知和群体愤怒的塑造方式。人际网络和国家认同在三个模型中都具有显著作用，具体来说，认识过往反日游行参与者以及拥有强烈国家认同的个体更有可能认为反日游行可以有效改进我国的外交政策（模型1），较小可能认为反日游行会威胁我国国内社会稳定（模型2），并且有可能对日本抱有总体来说愤怒的情绪（模型3）。

模型4评估了人际网络、国家认同、效能感知、风险感知以及群体愤怒对反日游行参与意愿的作用。以上所有解释性变量都具有显著影响，具体来说，与过往反日游行参与者有人际联系、拥有强烈的国家认同、认为反日游行有利于我国对日外交政策、认为反日游行不会破坏我国国内社会稳定，以及整体上对日本抱有愤怒情绪的个体，更有可能对参与反日游行表达出强烈的意愿。

通过回顾社会运动相关理论我们提出了一系列研究假设，那么以上经验研究是否支持了我们的研究假设呢？研究假设1、2、3、4、5是关于人际网络、国家认同、效能感知、风险感知以及群体愤怒对社会运动参与意愿的直接作用，从研究结果可以看出这些影响因素的直接作用都得到了证实。研究结果同样支持了研究假设6、7、8和9，即人际关系和国家认同通过效能感知、风险感知和群体愤怒而产生的间接效应。效能感知、风险感知和群体愤怒是由人际网络和国家认同建构的。

如前文提到的，结构方程模型1是基础模型，它完全按照我们提出的理论模型建立，仅包含我们主要关注的解释性因素。为了检验结构方程模型1的稳健性，我们需要加入社会人口学控制变量来再次进行评估（即结构方程模型2），其研究结果如表4所示。

结构方程模型2同时对表4中的四个子模型进行了检测，整体而言，其结果与结构方程模型1的研究结果在本质上是相同的，我们全部的研究假设都再次得到了验证。因此，结构方程模型1和2不同的设置并没有改变主要的研究结果。人际网络、国家认同、效能感知、风险感知以及群体愤怒全部直接作用于社会运动的参与，同时前两者通过塑造后三者来间接影响参与意愿。

除以上我们一直关注的主要解释性变量外，结构方程模型2中的一些社会人口学变量同样具有显著的效应。在性别、家庭收入、党员身份以及学术表现中，只有家庭收入对人们参加社会运动施以显著的直接作用（模型4），来自低收入家庭的个体更加有意愿参与反日游行。性别和家庭收入对运动参与具有显著的间接影响，从模型1、2和3可知，它们是人们效能感知、风险感知和群体愤怒构成的基础之一。具体来说，来自低收入家庭的个体更倾向于视反日游行为有效支持我国外交政策的行动（模型1），女性对于参与反日游行会比男性感知到更多的风险（模型2），男性、来自低收入家庭的个体对日本的态度总体来讲更为愤怒（模型3）。党员身份以及学术表现在结构方程模型2中没有体现出显著效应。

然而需要指出的是，依据AIC和BIC的检测结果，纳入这些社会人口学控制变量并没有提高结构方程模型的拟合程度。结构方程模型2中AIC和BIC的数值实际上都较结构方程模型1有所升高，说明在模型中加入社会人口学变量没有太多的价值。

基于结构方程模型2（即完整模型），我们进一步建立了一个简化模型——结构方程模型3，它仅包括结构方程模型2中有显著作用的影响因素，其研究结果如表5所示。简化模型的结论与基础模型以及完整模型的结论是一致的，所有研究假设都成立。

表5中的AIC和BIC检测数值表明，结构方程模型3比结构方程模型2拟合度更高，但其优度仍不及结构方程模型1。总而言之，结构方程模型1具有最好的模型拟合度，这个整合了结构、文化、理性和情绪因素的基础模型可以对人们参与反日游行意愿的约22.6%进行说明。

七 结论和讨论

本研究提出了一个社会运动参与动机整合模型，它将社会运动理论中探究人们参与动机的四种理论视角整合于一个理论模型中。在此整合模型中，结构、文化、理性和情绪因素都被视为直接引导运动参与的要素。然而，由于理性和情绪因素是社会性地建构在结构和文化因素基础之上的，结构和文化因素不仅具有直接的动员作用，还可以以塑造人们的理性计算和情绪性反应的形式间接作用于社会运动参与行为。

接下来我们将这一理论模型应用在我国反日游行这一案例中。但由于缺少经验研究，我们对促使全国各地的人们抵制日本的诱导因素知之甚少。我们在三所大学中进行了问卷调查，以探究大学生参与未来可能的反日游行的动机。我们所提出的理论整合模型为数据分析提供了指导，研究发现（1）认识过往反日游行参与者的个体，（2）拥有强烈国家认同的个体，（3）认为反日游行有利于我国对日外交政策并且不会威胁我国国内社会稳定的个体，以及（4）在整体上对日本缺乏好感的个体，更倾向于表达出参加未来反日游行的强烈意愿。

此外，人际网络和国家认同会进一步通过塑造人们的效能感知、风险感知和群体愤怒来对社会运动的参与施以间接的影响。个体如果认识有反日游行经历的人，会更倾向于视反日游行为有利于我国外交政策的集体行动，不会认为参加反日游行破坏了国内社会稳定，并且更有可能对日具有消极的情绪。加强了的效能感知、降低了的风险感知以及强化了的对日愤怒情绪，给人们带来更为强烈的动机去抵制日本。与此相类似，个体如果对国家有强烈的认同，则很可能会形成更高的效能感知，更低的风险感知和更为强烈的对日愤怒情绪，他们参与反日游行的意愿也会随之提升。

因此，理性计算和情绪性反应不应被当作促使人们游行的独立影响因素，它们自身是由更为根本的结构因素和文化因素构成的。如果没有考虑这些路径（结构和文化因素理性和情绪因素参与意愿），那么理性计算和情绪性反应在社会运动动员中的角色很可能会被夸大，而结构和文化因素的作用相应地会被低估。尽管认识到人们加入社会运动是其理性计算和情绪性反应的结果，我们也不应忘记理性和情绪是社会性构成的，它们会因人们嵌入的社会结构不同及其根深蒂固的文化认同差异而不同。

我们用社会影响网络理论和认知偏差理论解释了社会结构和文化认同在社会运动参与动机的形成过程中是如何建构人们的理性和情绪的。首先，人们对社会运动的效能感知和风险感知，以及他们对运动抵制的对立群体的情绪性反应，都受到所属社会网络中其他成员的影响。如果人们所属的群体中存在过往反日游行的参与者，那么人们在与其进行社会互动的过程中更有可能接收到支持反日运动效能、淡化运动风险的信息，并且可能激起对日愤怒情绪。认识有反日游行经验的人会使人们感受到一种增权感，意识到可能与自己熟悉的人一起进行游行会提高他们对于社会运动的效能感知、降低风险感知。同伴中如果有反日者，人们会倾向于视反日愤怒情绪为其所属社会网络中被普遍接受且完全正常的情绪性反应。受此增权感作用，人们也就更愿意表达出对日本的消极情绪。其次，人们的文化认同在信息处理过程中会带来认知偏差，人们更重视与其文化认同一致的信息，忽略甚至摒弃不一致的信息。因而受到国家认同和由此生成的认知偏差的影响，面对反日游行，强烈的国家认同者可能会选择性地看到更多的效能，淡化潜在的风险。

总体而言，本研究提出的整合模型对社会运动参与动机的研究有如下几个主要贡献。

首先，我们的模型不仅指出了社会运动参与意愿的影响因素，并且对这些影响因素的作用机制进行了详细剖析，深入分析了特定的影响因素是通过怎样的机制来刺激人们参与社会运动的。例如，在既往研究中，结构因素（即人际网络）被发现对社会运动动员起着直接影响。而在我们的整合模型的启发下，我们可以知道结构因素不仅仅为人们提供了更多的参与机会（直接作用），人际网络也塑造了人们面对社会运动时的理性计算和情绪性反应，进而间接驱使人们加入该运动。文化因素（集体认同）具有相似的作用机制，人们的集体认同也建构了他们对群体目标和集体行动的理性计算和情绪性反应。因此，我们的整合模型不只是简单罗列相关解释性因素，更重要的是为理解其背后的作用机制提供了线索。

其次，我们的整合模型可以对未来社会运动参与的研究提供变量选择上的指导。在过往研究中，学者们往往根据其研究的具体案例或学者的个人兴趣来选择解释性变量。缺少一个合理的整合模型作为选择变量的依据，这可能会使所建立的统计模型无法全面揭示社会运动的参与动机，甚至可能遗失某些重要的解释因素。假设学者希望研究情绪对运动的动员作用，如果他们没有将人际网络或集体认同也考虑进来，他们就无法解释为什么在控制了社会人口学因素后，一些人会相较其他人表达出更为强烈的情绪性反应。这就会导致他们夸大情绪在社会运动参与中的重要性，误解其作用机制。

最后，我们的整合模型反映了社会运动研究的发展方向。目前的研究已经很好地验证了结构、文化、理性和情感因素可以动员人们参与社会运动，且已经鲜有新的解释性因素被发现，我们应当将研究重点更多地放在阐明已知影响因素之间的相互关系上。特别是，我们不应将各解释性因素视为相互独立或简单互补的关系，而应将它们整合到一个完整的模型中，我们的整合模型就是基于这样的研究方向建立的。当然，我们需要通过更多的经验研究来对我们所建立的模型进行进一步的有效性和概化性检测。本研究通过我国反日游行这一案例验证了整合模型的有效性，欢迎学者们将此模型应用于不同社会和政治环境下的其他社会运动，通过更多的经验研究来考察此社会运动参与动机整合模型的普遍适用性。

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附录：抽样方法

本研究所使用的概率抽样是基于大学校内宿舍类型进行的改良二阶段集群抽样。在三所高校中，除极少数已婚的研究生外，绝大部分学生都在校内居住（有单人间到六人间不同类型的宿舍房间）。为保证最终样本的代表性，我们首先从每类宿舍中抽取一定房间，再从每个抽取的房间中选取一或两位同学进行问卷调查。在三人或三人以下房间中，我们选择一位同学填写问卷，在四人或四人以上房间中，我们选择两位同学填写问卷。由于居住在不同类型房间中的学生被选择来填写问卷的概率不同，我们必须对不同宿舍类型分别进行抽样。每位学生被抽取进入最终样本的概率为二阶段概率的乘积：（1）每个房间被抽取的概率，乘以（2）在抽取的房间中每位学生被选择的概率。我们用样本数量除以学生总数来确定每位学生进入最终样本的概率（即二阶段概率的乘积）。也就是说，依据我们的抽样方法，所有学生都有相同的概率被选择为此次问卷调查的受测者。

以清华大学为例，其校内宿舍一共有3811间双人间，2670间三人间和3528间四人间，超过29700位学生居住在校内宿舍中。我们计划在清华大学发放500份问卷，为确保每位学生都有相同的机会被选择来填写问卷，我们计算出128间双人间，135间三人间和118间四人间需要被抽取。为抽取这些房间，我们在每类宿舍中使用了系统抽样。接下来，每个抽取的双人间和三人间中有一位学生被访问员随机选择成为受测者，在每个抽取的四人间中则有两位学生被随机选择为受测者。如果选择的学生拒绝填写问卷，那么访问员会在同一房间中随机选择另一位学生来完成问卷调查。如果抽取的房间内没有足够的学生愿意参加调查，那么临近房间的一或两位学生会被随机选择。

每位清华大学的学生被选择进入样本的概率（p）为0.017：

（1）居住在双人间的学生：p=（1/2）×（128/3811）=0.017

（2）居住在三人间的学生：p=（1/3）×（135/2670）=0.017

（3）居住在四人间的学生：p=（2/4）×（118/3528）=0.017

因此，每位清华大学的学生就有了相同的概率（0.017）被抽取来进行问卷调查。我们在北京大学和中国人民大学使用了相同的抽样方法。