二 数据分析与研究发现

（一）青年群体的网络使用

对调查数据进行分析后发现，中国青年群体的网络使用频率位于第二，仅次于对电视媒体的使用（如表3-1所示），经常和总是使用电视媒体的受访者达78%，报纸的使用频率排名第三（经常以上的占21.4%），广播的使用频率最低，频率为经常以上（包括经常使用和总是使用的）的为8.5%。青年人群互联网使用频率的均值为2.8，标准差为1.6。这说明，青年群体使用互联网的频率并不高，且个体差异较大。其中，青年群体中经常使用互联网的人数接近一半，占比为42.9%（包括经常使用和总是使用的），但是受访者中仍有35.8%的青年人群从未使用过互联网。这可能与受访者的文化程度普遍较低有一定关联。

表3-1 青年群体的媒介使用状况

（二）青年群体的政治态度

调查问卷显示（如表3-2所示），我国青年群体的政治态度得分为48.1，标准差为6.0。在所有受访者中，有895名青年的政治态度得分低于阈值45分，占总体的22.8%。^[26]这就意味着有22.8%的青年人群对政府部门和官员根本不信任或信任度较低，他们的社会公平感较低，且具有较强的民主权利意识。其中，青年群体的社会公平感和民主意识观评价的标准差分别为3.6和2.3，相对较小，这意味着青年群体的社会公平感和民主意识观趋同性较高。需要注意的是，我国青年人群的政治态度得分仅略高于阈值3.1分。这说明我国青年群体总体上对现有政治系统及其运作仍然比较认可，但对社会现实有一定的不满，其政治态度正处于波动和变化之中。

表3-2 青年群体的政治态度评价

（三）社交媒体的影响

H1假设青年群体的社交媒体使用频率与政治信任度呈负相关。回归方程显示（见表3-3），政治信任度对传统媒体使用和社交媒体使用的回归显著，传统媒体的作用方向为正（β=.032），社交媒体的作用方向为负（β=-.051），假设1得到了支持。这说明，传统媒体与社交媒体对青年政治态度的作用方向正好相反：传统媒体的使用频率愈高，青年群体的政治信任度就愈高；社交媒体使用频率愈高，青年群体的政治信任度就愈低。从标准化回归系数来看，社交媒体对青年政治信任度的影响明显大于传统媒体的影响。在控制变量模块的基础上，主效应模块对政治信任度因变量增加了40.8%的变差。

类似于H1，H2假设青年群体的社交媒体使用频率与其社会公平感呈负相关。回归方程显示，社会公平感对社交媒体使用的回归显著（p＜.05），作用方向为负向（β=-.055），假设2得到了支持。这表明，青年群体的互联网使用频率越高，其社会公平感就越低。在该回归模型中，虽然传统媒体也表现了微弱的影响力，回归系数为正（β=.011），但其无统计学解释力。在该回归方程中，控制变量模块解释了总变差的5.5%，自变量模块对社会公平感因变量增加了6.0%的变差。

表3-3 社交媒体对青年群体政治态度影响的回归分析

表3-3 社交媒体对青年群体政治态度影响的回归分析-续表

对于社交媒体对青年民主意识观的影响，回归方程显示，民主意识观对社交媒体使用的回归显著（p＜.001），作用方向为正（β=.112），假设3得到了支持。这表明，青年群体的互联网使用频率越高，其民主意识观评价就越高，意即其政治态度越开放。与此相同，民主意识观对传统媒体使用的回归也显著（p＜.05），作用方向同样为正（β=.041），但其对民主意识观的影响力远不及互联网。在该回归方程中，控制变量模块解释了总变差的13.4%，主效应模块对民主意识观因变量的解释增加了5.4%的变差。

H4主要用于检验社交媒体使用和传统媒体使用的调节效应，该假设中间包含了三个子假设。回归方程显示，社会公平感对交互项“社交媒体使用×传统媒体使用”回归显著（p＜.05），回归系数为负（β=-.045），且交互模块对因变量增加解释了0.8%的变差，交互作用显著，假设4中的第二个子假设（H4b）得到了支持。这说明，社交媒体使用对青年社会公平感的影响与传统媒体对其的影响有相互削弱的作用。与此相比，政治信任度、民主意识观对交互项“社交媒体使用×传统媒体使用”回归都不显著，回归系数亦为正，假设4中的第一个子假设（H4a）、第三个子假设（H4c）都遭到拒绝。这表明，社交媒体使用对青年政治信任度的消极影响和对民主意识观的积极影响不受传统媒体使用的调节。

与H4相似，H5中间也包含了三个子假设。回归方程显示，民主意识观对交互项“社交媒体使用×媒介可信度”的回归显著（p＜.001），回归系数为负（β=-.067），且交互模块对因变量增加解释了0.6%的变差，调节作用明显，假设5中的第三个子假设（H5c）得到了支持。这表明，社交媒体使用对青年民主意识观的影响与媒介可信度对其的影响有相互削弱的作用。与此相比，政治信任度、社会公平感对交互项“社交媒体使用×媒介可信度”的回归系数分别为正和负，但无统计学解释力，假设5中的第一个子假设（H5a）、第二个子假设（H5b）遭到拒绝。这说明，社交媒体使用对青年政治信任度和对社会公平感的负向作用不受媒介可信度的调节影响。

此外，在控制变量模块中，“教育程度”对政治信任度的影响最大，其次是“居住地域”和“政治面貌”；“经济收入”对社会公平感的影响最大，其次是“教育程度”和“民族”；“教育程度”对民主意识观的影响最大，其次是“居住地域”，然后是“性别”与“年龄”。其中，“教育程度”和“居住地域”对青年政治信任度和社会公平感具有负向影响，对民主意识观具有正向影响，且回归都显著。这意味着教育程度较高的、居住地域靠近东部的青年人群，其政治信任度和社会公平感均较低，但民主意识观较强。“民族”对社会公平感具有负向影响（β=-.073），且具有统计学解释力（p＜.001）。这说明，相较于少数民族而言，汉族青年的社会公平感较低。与此不同，“政治面貌”对政治信任度具有正向作用、“经济收入”对社会公平感具有正向作用、“性别”和“年龄”对民主意识观具有正向作用，且回归均显著。这表明，青年群体中的党员和团员的政治信任度高于民主党派人士和普通群众，经济收入较高的青年人群的社会公平感较高，年龄较大的男性青年的民主意识观较为开放。在民主意识观模型中，民主意识观对“宗教信仰”回归显著（p＜.05），回归系数为负（β=-.013）。这说明，无宗教信仰的青年人群，其民主意识观更开放。

最后，值得注意的是，在主效应模块中，“媒介可信度”的影响力最大，它对青年的政治信任度（β=.659）和社会公平感具有正向作用（β=.245），对民主意识观具有负向作用（β=-.225），回归均显著（p＜.001）。这表明，媒介可信度愈高，青年群体的政治信任度、社会公平感就愈高，但民主意识观则会愈低。为了分析媒介可信度是否中介了社交媒体对青年政治态度的影响，本研究对其进行了Sobel Goodman检验。^[27]检验结果显示（见表3-4），媒介可信度的中介效应显著，社交媒体对青年政治信任度影响的68.5%被媒介可信度中介，社交媒体对青年社会公平感总影响的43.5%被媒介可信度中介，社交媒体对青年民主意识观总影响的17.4%被媒介可信度中介。这说明，媒介可信度在互联网对青年政治态度的影响过程中发挥着重要的中介作用。

表3-4 媒介可信度在政治态度影响中的中介效应检验