政治规训与宗教体验——基于抽样调查的实证研究，本文主要内容关键词为：抽样调查论文,宗教论文,政治论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
〔中图分类号〕C912.66 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X(2012)06-0137-11
政治规训，即用党的政治观点去教育、改造进而动员群众，是中国共产党实施政治领导的一个重要方面，也是党的一贯传统。在宗教领域，党的政治规训集中表现为无神论教育。中共中央于1982年发布的《关于我国社会主义时期宗教问题的基本观点和基本政策》(亦称“19号文件”)系统地阐述了党在新时期的宗教政策。该文件一方面强调，基于宗教问题的长期性、群众性和艰巨性，“我们党宣布和实行宗教信仰自由的政策”，但另一方面也指出：“我们共产党人是无神论者，应当坚持不懈地宣传无神论”。在这一思想指导下，国家一直坚持无神论教育。那么，这些无神论教育是否取得了预期效果?如果是，表现在哪个方面?如果否，又是为什么?为了回答上述问题，本文准备利用“中国汉民族的宗教体验”调查中的有关数据，考察国家的政治规训对民众关于神秘力量的宗教体验的影响，以及形成相关影响的机制。在过去几十年中，中国的宗教人口一直在增长，一些“新兴宗教”的发展尤其惊人，①考察国家无神论教育的效果及其成因具有重要的现实意义。另一方面，本文所采取的理论视角和实证研究方法也有利于扩大宗教研究的理论视野和摆脱长期以来偏于思辨的状态，从而推动宗教社会学的发展。
一、数据、假设与测量
本文所使用的数据来自伦敦国王学院姚新中教授于2005年组织实施的“中国汉民族的宗教体验”调查。该调查覆盖北京、辽宁、山东、江苏、湖南、陕西、重庆、福建、河南、湖北等10个省、市的13个县(市)、19个乡镇。调查地点的挑选充分考虑了中国的地域差异和宗教差异。调查的设计样本量为3000人，最终获取的有效样本量为3196人。②该调查一共询问了七个方面的宗教体验，分别是“力量”、“人生”、“梦境”、“异觉”、“异象”、“一体”和“其他”。其中“力量”部分，集中考察受访者关于神秘力量的体验。所问的问题是：“有的人感觉自己的生活冥冥之中受到某种常人难以控制的力量的影响。请问您是否有过这样的感觉?”调查一共列举了八种神秘力量，受访者可多选。回答情况如表1。
为简便起见，下文将关于上述种种神秘力量的体验简称为“神力体验”。之所以选择神力体验而不是其他体验或宗教信仰作为考察对象，有两个方面的考虑。首先是理论方面。在中国历史上，宗教性的超常力量一直被认为是一种与国家权力相互竞争从而可能对国家的统治构成威胁的力量。③因此，国家不但从组织上对超常力量崇拜进行限制，而且注意从意识形态上对超常力量崇拜进行改造。从这个意义上说，考察神力体验而不是其他宗教体验或信仰与政治权力之间的关系，有利于更清晰地展示国家政治规训成功或失败的原因，以及政治与宗教之间的互动机制。其次是统计方面的考虑。从理论上说，考察宗教信仰与政治规训之间的关系也是一个不错的选择，但在“中国汉民族的宗教体验”调查中，明确表示自己信仰某种宗教者只有312人，只占受访者的9.77％；而明确表示自己曾有过任一种神力体验者则有1829人之多，占受访者的57.25％。后者的样本量比前者要大得多，从统计上说，它在不同尺度上发生变异的可能性要大得多，可能发生的变异也要丰富得多，从而有助于更加精细地考察政治规训与宗教体验之间的关系。
1.理论假设
那么，从理论上说，究竟应该从哪些方面来考察国家的政治规训对神力体验的影响?关于宗教体验，以往有很多类型学的或描述性的研究。④而对于影响宗教体验的因素，以往的研究主要集中在心理、家庭环境、社会关系网络、文化或自然环境等方面，以及宗教体验与宗教活动之间的关系。⑤关于国家政治对于宗教体验的影响，则几乎无人涉及。即使是专门关于中国人宗教体验的研究，⑥也没有这方面的论述。基于这样一种研究状况，这里将主要依靠社会学关于中国转型的有关研究提出可供检验的理论假设。
本文的研究主题是考察国家的无神论教育对神力体验的影响。但正如以往研究所揭示的，宗教体验的发生受到家庭、文化、社会关系、自然环境等多种因素的影响。同样，无神论教育也可能只是影响中国人宗教体验的多种因素之一。因此，要阐明无神论教育的影响，必须同时厘清其他因素的影响。只有在与其他社会因素的相对关系中，无神论教育对宗教体验的影响才能得到很好的解释。影响宗教体验的因素很多，结合本文的理论兴趣和2005年调查的数据情况，本文将主要考察无神论教育、政治身份、社会经济地位、生活幸福感和微观宗教环境等因素对宗教体验的影响，希望通过揭示上述各种因素的影响及其相互关系，对中国无神论教育的效果及其成因有更好地把握。为此，本文提出以下理论假设：
(1)无神论教育
长期以来，国家一直在学校、单位和其他场所进行无神论教育，如果这种教育是有效的，那么，应当有：学校和有关组织的思想政治工作对宗教的态度越负面，那么学校和该组织的成员发生神力体验的可能性越小(假设1)。
(2)政治身份
这里所说的政治身份包括两个方面：一是个人的政治身份，包括是否党员和是否拥有行政级别；二是个人所在组织的政治身份，即组织的政治属性。在中国，政治身份可能对个人的神力体验发生重要影响。从个人的角度来说，这种影响主要有三个方面：首先，在1978年以前，党员和行政级别一直是一种重要的社会经济地位，党员和行政级别意味着更好的待遇和更多的升迁机会。因此，一般来说，党员和拥有行政级别的干部比非党员和没有行政级别的普通群众生活条件更为优越。这样一种情况并未随着1978年以来的市场化改革而有根本性的改变。⑦根据马克思主义的宗教理论，社会经济地位更高的人，应当产生宗教体验的可能性越小。其次，党员和行政级别这两种政治身份都是个人向上流动的重要条件，而要取得这两种政治身份，必须对国家意识形态(自然也包括无神论)表示忠诚，国家在选择党员和干部时也非常强调这种忠诚的重要性。因此，有理由假设，党员和干部对无神论更为忠诚，从而宗教体验更少。最后，在中国的政治体系中，党员和拥有行政级别的干部将比其他社会成员接受更多的思想政治教育(包括宗教方面)，从而更有可能接受无神论思想。据此，有理由相信，无神论宣传在党员和干部中效果更为显著。
综上所述，本文假设：相对于非党员，党员发生神力体验的可能性更低；相对于普通群众，拥有行政级别的干部发生神力体验的可能性更低(假设2)。
组织的政治身份也会对个人的神力体验产生影响。原因在于：第一，在1978年改革开放以前的“再分配体制”⑧下，中国社会的基本组织形态是“单位制”，即社会劳动果实首先完全集中到国家手中，再由国家根据自己的需要和偏好自上而下地分配。在此分配过程中，“单位”发挥着至关重要的中介作用，因为国家并不直接面对个人，而是先将财富和机会分配到单位，再由单位分配到个人。在这样一种体制下，个人高度依附于单位，单位则高度依附于国家，个人能够取得的财富和机会的份额取决于单位；而单位所取得的财富和机会的份额则取决于它距离国家政治中心的远近，离政治中心的距离越近，获取的财富和机会自然也越多。⑨根据这一距离，由近及远，单位可以划分为党政机关、国营企事业单位、集体企事业和私营企事业等四种类型。1978年以来，“单位制”虽然发生了很大变革，但以国家为中心的格局并未发生根本改变。⑩由此可以推断，单位的政治属性在很大程度上决定着个人的社会经济地位，单位的政治属性越强，个人的社会经济地位也越高，根据马克思主义的宗教理论，产生宗教体验的可能性也越小。第二，在中国的政治体制中，单位的政治属性越强，国家对它们的控制能力也越强，(11)相应地，国家在其中推行无神论教育的强度也越高，效果也应该越好。
综合这两个方面，一个合理的假设是：一个组织的政治属性越强，该组织的成员发生神力体验的可能性越小(假设3)。
(3)社会经济地位
根据马克思主义的宗教理论，宗教一直被认为是下层人民为了补偿现实生活中的苦难而产生的一种精神幻想：“宗教里的苦难既是现实的苦难的表现，又是对这种现实的苦难的抗议。宗教是被压迫生灵的叹息，是无情世界的心境，正像它是无精神活力的制度的精神一样。宗教是人民的鸦片。”(12)为了验证这一逻辑，本文假设：社会经济地位越低，发生神力体验的可能性越高(假设4)。
(4)主观幸福感
除了客观的社会经济地位之外，作为一种心理体验的主观幸福感，同样会对个人的神力体验产生影响。对于同样的社会经济地位或身体状况，每个人的感受也许会有所不同。因此，本文假设：生活幸福感越低，发生神力体验的可能性越高(假设5)。
(5)微观宗教环境
这里所说的微观宗教环境包括家庭、亲属和朋友等三个方面。根据社会学的社会化理论，家庭、亲属和朋友构成个人最为重要的日常生活环境。这些环境是个人赖以学习知识、养成个性和传承社会规范的重要环节，自然也是宗教社会化的重要场所。关于宗教体验的研究也表明，家庭、亲戚、朋友等日常社会关系对于个体的宗教体验具有重要影响。(13)据此，本文假设：面临的家庭、亲属或朋友否定宗教的压力越大，个人发生神力体验的可能性越低(假设6)。
2.变量的定义及描述
本文的因变量是“神力体验”。这是一个二分变量。如表1所示，该调查一共列举了8种超常的神秘力量，询问被调查者是否有过体验。如果受访者报告曾有其中任何一种体验，则“神力体验”的赋值为1，否则为0。
根据前面的理论假设，本文的自变量共分为5组：
(1)政治规训。政治规训包括两个方面，一个是学校关于宗教的教学，另一个是单位的思想政治工作。该调查曾经询问，在受访者的印象中，学校的宗教教学和单位思想政治工作对宗教的基本态度是“肯定”、“否定”、还是“既不肯定也不否定”。据此，本文生成两个变量：一是“学校宗教教育”。如果受访者上过学，且其印象中学校教育对宗教持否定态度，则该变量赋值为1；如果受访者没有上过学，或即使上过学，但其印象中学校教育对宗教持肯定或模糊态度，则赋值为0。二是“单位宗教教育”，即如果受访者有单位，且其印象中单位的思想政治工作对宗教持否定态度，则该变量赋值为1；如果受访者没有单位，或即使有单位，但其印象中单位思想政治工作对宗教持肯定或模糊态度，则赋值为0。
(2)政治身份。根据理论假设，这里主要考察三种政治身份，相应有三个变量：一是党员，如果是中共党员，赋值为1，否则为0；二是个人行政级别，有级别为1，否则为0；三是单位类型，从党政机关、国有企事业单位、集体企事业单位到私营企事业或其他组织，依序赋值为3、2、1、0，如受访者不隶属于任何组织，也赋值为0。
(3)社会经济地位。根据社会学惯例，这里考察三种社会经济地位，一是受教育年数。根据中国的教育体制，将小学、初中、高中(含技校、中专)、大专、大学、研究生及以上的受教育年数分别赋值为6、9、12、15、16和19年。文盲或未受过正式教育者赋值为0。二是个人年收入。用五等分法平均分为五层，从低到高依次赋值0～4。三是职业，划分为失业或下岗、体力劳动者、服务人员、专业技术人员、单位管理者和离退休，共六种类型，分别赋值0～5。
(4)主观幸福感。分为收入满意度、工作满意度、自评身体健康、自评精神状况等四个方面。收入满意度和工作满意度分别用1～5分表示“很不满意”、“不太满意”、“一般”、“比较满意”和“非常满意”等五个层次；对于自评身体健康和精神状况，分别用1～5分表示“很不好”、“不太好”、“一般”、“比较好”和“非常好”等五个层次。
(5)微观宗教环境。分为家庭宗教取向、亲戚宗教取向和朋友宗教取向等三个方面，分别用三个指数表示。该调查询问了受访者的所有家庭成员、最熟悉和最亲近的亲戚(最多可以填8位)，以及交往最密切的朋友(最多可以填5位)对宗教的态度，然后根据这些态度分别构造宗教取向指数。构造方法是，这些人对宗教的态度如果是“反对”，计为1分；如果是“信仰”，计为-1分；如果是“中立”，计为0分。然后，分别将所有家庭成员、亲戚和朋友的得分相加，即得到表示家庭宗教取向、亲戚宗教取向和朋友宗教取向等三个指数。
除上述自变量外，本文还有性别、年龄和户口等三个控制变量。对于性别，将男性赋值为1，女性为0；年龄是个连续变量，调查时设定的范围是18～65岁；户口，城镇户口为1，农村户口为0。
上述所有变量的统计描述如表2。
二、统计检验与发现
下面，首先通过均值比较揭示有过和没有神力体验这两类人群在本文所关注的有关特征上的差异，然后用Logistic回归模型揭示无神论教育、政治身份、社会经济地位、主观幸福感和微观宗教环境对神力体验的影响，以及这些影响之间的相互关系。
1.两类人群的特征比较
在表3中，所有被访者被划分为有、无神力体验两组。表的左侧是根据本文的理论假设而应该考察的有关特征，右侧数字则表示两组人群在相关特征上的均值和标准差。比较这些均值，即可窥知这两个人群在相关特征上的差异。整个比较以无神力体验人群为参照组，表中数字上的星号表示有神力体验组在该特征上与无神力体验组存在显著的统计差异。
首先来看人口学特征。在有过神力体验的人群中，男性占48％，平均年龄42.22岁，城镇人口占51％；而在没有神力体验的人群中，男性占52％，平均年龄43.3岁，城镇人口占40％。以上三种差别均具有统计显著性。这说明，相对来说，女性比男性、低龄者比高龄者、城镇人口比农村人口更容易产生神力体验。
再考察与政治规训相关的两个变量。结果显示，有神力体验和无神力体验这两组人群的系数相等(均为0.1)，且没有统计显著性，表明学校里的宗教教育对是否产生神力体验没有显著影响。与此不同，单位宗教教育的影响却是显著的，与本文的理论预测相一致，那些有神力体验者的所在单位对宗教的否定态度要低于那些无神力体验者的所在单位——前者宗教态度的平均得分趋近于0，后者宗教态度的平均得分为0.01。而根据本文的变量定义，1表示对宗教完全持否定态度，0表示对宗教持模糊和肯定态度，也就是得分越高，对宗教的否定态度越强烈。
在政治身份方面，相对于无神力体验的人群，有神力体验的人群中党员比例更低(.11＜.16)，没有行政级别的人更多(.03＜.04)，且更多隶属于国家属性偏弱的单位中(.67＜.81)。在这三个特征中，尽管行政级别的差异没有统计显著性，但另外两个特征都具有统计显著性，因此，总的来看，政治身份对神力体验的抑制作用是明显的，即身份的国家政治属性越明显，产生神力体验的可能性越低。
在社会经济地位方面，可以看到，有过神力体验者比无神力体验者教育程度更低，受教育年数平均少0.35年(=9.54-9.19)。个人年收入水平更低(1.89＜1.97)，但不具有统计显著性。至于工作类型的影响，由于该变量是一个分类变量，用均值不能说明它对神力体验的影响。但分类分析发现，下岗失业人员产生神力体验的比例最高，达到60.2％，其次是服务人员和体力劳动者，分别为60.1％和58.6％。以上四个人群产生神力体验的比例都高于总体平均值(57.2％)。剩下的三个人群，即退休人员、单位管理者和专业技术人员，产生神力体验的比例则显著低于总体平均值，分别只有51.8％、50.9％和44.4％。总的来看，基本趋势是，职业地位越低，就越容易产生神力体验。
在主观幸福感方面，虽然统计结果显示，有神力体验者的收入满意度更低，自评的健康状况和精神状况更差，而工作满意度则稍高，但在这四个特征中，只有精神状况具有统计显著性，其他三个特征的差别不具有统计显著性。
最后，在微观宗教环境方面，统计结果与理论预测高度一致，即，家庭、亲戚和朋友对宗教的否定程度越低，产生神力体验的可能性越高。
总体来看，那些具有统计显著性的所有特征，包括单位的宗教教育、党员身份、组织的政治属性、教育程度、职业状况、自评精神状况、微观宗教环境(即家庭、亲戚和朋友对宗教的态度)，对神力体验的影响都与本文的理论假设相一致。至于那些不具有统计显著性的特征，固然不能说支持本文的理论假设，但也不构成对理论假设的挑战，故不作专门讨论。
2.Logsitic回归分析
为了更深入、更精确地考察与本文的理论假设有关的特征对神力体验所产生的具体影响，以及这些影响之间的相互关系，下面用Logistic回归模型对本文的理论假设进行检验。
Logistic回归分析的结果如表4。表4一共呈现了6个模型，其中第一个模型是基准模型，只放入了性别、年龄和户口等三个基本的人口学变量，此后的5个模型则分别在前一个模型的基础上加入根据本文的理论假设需要考察的变量。结果显示，在模型1中，性别和户口两个变量对神力体验具有显著影响。具体来说，是女性比男性更容易产生神力体验，女性神力体验的发生比(14)比男性高15.63％(=
-1)；城镇人口比农村人口更容易产生神力体验，其发生比比农村人口高33.64％(=
-1)。而在均值比较中曾经有显著影响的年龄，在 Logistic回归模型中不再有显著影响。这表明，年龄的影响很可能实际上是性别和居住地的影响。在均值比较方法中，由于没有控制性别和居住地的影响，所以年龄的影响很显著，而在Logistic回归模型中，由于控制了性别和居住地的影响，所以年龄的影响不再显著。不过，人口学变量的影响不是本文的重点，不赘述。
政治规训
模型2在模型1的基础上加入了“学校宗教教育”和“单位宗教教育”两个变量。从结果来看，学校宗教教育的系数为正，似乎学校教育中对宗教的否定态度并未降低而是提高了神力体验发生的可能性，但因其系数在统计上不显著，并且在后面的四个模型中一直不显著，所以学校宗教教育与神力体验的上述关系并不是实质性差异的反映，而是源于正常的抽样误差。因此，假设1中关于学校宗教教育的部分虽然没有得到证实，但也没有被证伪。但另一方面，单位宗教教育的系数为-1.08，且具有统计显著性，表明单位思想政治教育中对宗教的否定态度对神力体验的发生具有显著的抑制作用——将其发生比降低了66.04％(=
-1)。在后面四个模型中，尽管系数的绝对值大小有起伏，但都是负值且都具有统计显著性。这说明单位思想政治工作中对宗教的否定态度对神力体验发生率的抑制作用是显著而稳定的。
综合上面两个方面的分析来看，假设1虽然没有得到全部验证，但也得到了部分验证。国家关于宗教的政治规训虽未完全达到预期，但总的来说，效果还是明显的。
政治身份
在模型2的基础上，模型3加入的是有关政治身份的三个变量：党员、行政级别和单位政治属性。正如假设2所预测的，党员身份的系数为-0.23，且在统计上显著，表明党员确实比非党员更不容易产生神力体验，发生比要低20.55％(=
-1)。从后面几个模型来看，党员身份的表现基本保持稳定，最高时能把神力体验的发生比降低28.82％(=
-1，模型6)。假设2中关于党员身份的影响的预测得到证实。
与党员身份一样，行政级别的系数也是负值，表明有行政级别的人比没有行政级别的人更不易产生神力体验，因其在统计上并不显著，且在此后的几个模型中一直如此，因此不能说这一趋势代表实质性差异。换句话说，假设2中关于行政级别的影响的预测没有得到证实。与此情况相同的还有单位政治属性，也是虽然系数的正负方向与理论预测一致，但因为不具有统计显著性，因此与之相关的假设3没有得到证实。
综上所述，在党员、行政级别和单位政治属性这三种在中国很重要的政治身份中，党员对神力体验具有显著的遏制性影响，但行政级别和单位政治属性的影响不如预期的显著。
社会经济地位
模型4在模型3的基础加入受教育年数、职业状况和个人年收入等三个变量，旨在考察社会经济地位对神力体验的影响。结果显示，受教育年数对神力体验几乎没有影响——系数接近于零，且在统计上不显著。在中国的教育体制下，受教育的年数越长，所接受的无神论教育和宣传也越多。现在发现受教育年数对神力体验几乎没有影响，这也从另一个角度证明了前面的一个发现，即学校教学对宗教的否定态度并不会降低神力体验的发生率。这同时表明，在教育程度这个社会地位上，假设4没有得到证实。
在职业方面，相对于其他职业人群和离退休人员，失业下岗人员的职业地位无疑是最低的，因此，这里选择以失业下岗人员为参照组来考察职业地位对神力体验的影响。结果发现，相对于失业下岗人员，其他所有职业人群的系数都是负数。这表明，只要有工作，不管从事什么职业，发生神力体验的可能性都比失业下岗人员要低。不过，并不是所有职业地位的差别在统计上都是显著的。服务人员、专业技术人员和单位管理者这三种职业的影响在统计上不显著，假设4中的这部分内容未得到证实。影响最显著的是专业技术人员这个职业，最低时可将神力体验的发生比低44.57％(=
-1，模型6)，最高时则可降低54.62％(= 
为-1，模型4)，且在统计上都是显著的。在模型4中，体力劳动者的神力体验的发生比比失业下岗人员要低36％(=
-1)，且在统计上是显著的，但这种影响在主观幸福感变量进入模型(即模型5)后就消失了，意味着体力劳动者与失业下岗人员在神力体验上的差异主要是通过主观幸福感，而不是通过职业地位发生的，即，即使职业地位有差异，但如果在主观幸福感上没有显著差异，他们在神力体验上也不会有显著差异。
在收入方面，与假设4的预测正好相反，反倒是收入层次越高，发生神力体验的可能性越高(系数为正数)，收入每提高一个层次则发生神力体验的可能性提高8.61％(=
-1)至10.42％(=
-1)。但在模型6控制与微观宗教环境有关的三个变量之后，这一影响的统计显著性消失了，因此，这一结论最终是不成立的。
主观幸福感
在前面四个模型的基础上，模型5加入的是与主观幸福感有关的四个变量：收入满意度、工作满意度、健康自评状况和精神状态。在这四个变量中，只有精神状态的影响在统计上是显著的，且与假设5的预测一致，即精神状态越差，神力体验发生的可能性越高——如果将精神状态从低到高划分为5个等级，那么，每提高一个等级，神力体验的发生比将降低16.47％(=
-1)。而其他三个变量，尽管从系数的方向来看，有的(收入满意度)与理论假设相一致，有的(工作满意度和健康自评状况)不一致，但因为都不具有统计显著性，故不再深究。
微观宗教环境
最后一个模型，即模型6，是完全模型，加入了最后一组与微观宗教环境有关的三个变量。结果显示，与假设6的预测一致，来自家庭、亲戚或朋友的否定宗教的压力越大，个人发生神力体验的可能性越小。不过，让人略感意外的是，与常识性看法不同，这三个因素中，影响力最大的不是家庭，而是朋友：朋友否定宗教的指数每提高1分，个人神力体验的发生比将降低22.90％(=
-1)，且在统计上具有显著性，而家庭因素的影响虽然在方向与理论预测一致，但不具有统计显著性。亲戚的宗教态度也有显著影响，他们否定宗教的指数每提高1分，个人神力体验的发生比将降低17.30％(=
-1)。
三、讨论与结论
首先讨论本文的核心问题，即国家基于无神论而来的政治规训是否有效地抑制了宗教体验。从上面的发现来看，答案是部分肯定的。因为尽管学校的无神论教育对抑制神力体验没有产生预期的影响，但如果单位的思想政治工作对宗教持明确的否定态度，则其成员发生神力体验的可能性将显著降低。即便在控制了其他多种因素的作用之后，这一影响仍然存在。
与此同时，一个值得注意的事实是，党员身份对神力体验具有显著的抑制作用，并且表现一直很稳定。这在一定程度上也可以归因于党的无神论教育的成功。党员身份对神力体验的影响有三种可能的途径：一是通过社会经济地位这个中介因素，即党员更有可能获得更高的社会经济地位，而更高的社会经济地位有可能降低神力体验的发生率；二是通过党员的遴选这个中介因素，即个人为了入党而主动接受党的意识形态(包括无神论)；三是党通过思想政治教育，把一个人从有神论者变成了无神论者。在这三种途径中，只有第二、三两种途径可以看做是国家关于宗教的政治规训对抑制神力体验发生了影响。
在模型4中，控制了收入、教育、职业等重要社会经济地位后，党员身份的系数只是略有降低，且在统计上仍然显著，因此第一种途径基本可以排除。剩下的只有二、三两种途径。为了验证这两种途径的可能性，一个可靠的途径是考察党员对无神论的接受程度。如果党员对无神论的接受程度显著高于非党员，那么，可以说党员身份对神力体验的显著影响是政治规训的结果。在同一个调查中含有一个测量无神论观念的量表，一共包括11个题。利用这个量表本文构造了一个“无神论观念指数”，(15)利用表4中模型6的所有自变量对无神论观念指数做线性回归，结果显示，整个模型的
为0.15，而党员身份的系数为1.07，且具有统计显著性。也就是说，党员对无神论的信仰程度是非党员的1.07倍。这说明，党员身份对神力体验的抑制性影响确实是无神论教育成功的表现，而不是因为党员更容易获取更高的社会经济地位的结果。
那么，总体而言，应该怎样评价国家的政治规训对神力体验的影响呢?一方面，正如上面的数据所显示的，要承认，国家的政治教育对抑制宗教体验确实具有一定影响，这主要表现在单位和党内思想政治工作的作用上；但另一方面，也要注意到，即使单位和党内的思想政治工作是有效的，这些工作所能覆盖的人口也是相当有限的。就党内无神论教育而言，在本次调查中党员只占13％，而在开展“中国汉民族的宗教体验”的2005年，党员在中国总人口中只占5.5％。(16)也就是说，面向党员的无神论教育能够覆盖的人口量相当有限。从单位内部的无神论教育来看，本次调查虽然有82.8％的被访者都隶属于某个组织(包括公有制的和私有制的)，但有33.3％的人明确表示所在单位从来没有进行过思想政治工作；而在进行过思想政治工作的单位中，涉及宗教的又只占4.5％。由于不管是党内的无神论教育，还是单位内部的无神论教育能够覆盖的人口数量都相当有限，因此，尽管从无神论教育所能覆盖的人口来看，其效果是显著的，但就整个中国人口而论，无神论教育的效果又是相当有限的。
那么，在国家的无神论教育之外，又是哪些因素对民众的宗教体验发挥着促进作用，从而消解了国家政治规训的威力?如前所述，首先是职业。相对于失业下岗人员，在业人员发生神力体验的可能性相对较低，其中尤以专业技术人员这一职业地位的影响最为显著。专业技术人员较少发生神力体验，也许可以用马克思主义的宗教理论来解释：一是他们的社会经济地位相对较高，从而更少面对苦难和不平；二是他们接受了更多的科学知识，从而更少产生“颠倒的世界意识”。
其次是心理因素。统计结果表明，那些自认为精神状况不好的人更容易产生神力体验，而关于收入、工作和健康状况的满意度则对神力体验没有显著影响。这样一个事实同时印证和反驳了马克思关于宗教的论断：一方面，精神状态越差的人更容易产生神力体验，在一定程度上说明宗教是“无情世界的心境”，是“颠倒的世界意识”，但关于工作、收入和自身健康的满意度又无显著影响，似乎又在一定程度上与马克思主义的经济决定论背道而驰。如果真的是经济基础决定思想意识，那么，收入、工作和健康满意度应该对神力体验产生显著的抑制作用，而不是相反或影响不显著。
最后是微观宗教环境。统计结果表明，亲戚和朋友的宗教取向对个人的神力体验具有显著影响。这一发现符合社会学的宗教社会化理论，也符合社会运动的有关理论。斯诺等人的研究发现，美国六种宗教60％～90％的成员是通过亲戚、朋友等社会关系网络吸收的，日常的社会关系网络对个人行为的影响力比政治组织更为强大。(17)这也在很大程度上可以解释为什么在国家高强度的政治规训下，“地下宗教”仍然能够蓬勃发展的原因。
综上所述，国家的政治规训对于宗教体验的遏制在一定程度上达到了预期效果，但另一方面也要看到，宗教体验仍深深地扎根于现实的经济状况、精神状态和社会关系网络中。要有效地引导宗教发展，除了加强政治规训，另一个不可或缺的途径是改变人们的经济状况、精神状态和社会关系网络，而这些方面需要更多的耐心，更大的努力和更长久的时间。
注释：
①参见金泽：《新兴宗教研究——理论问题与社会挑战》，金泽、邱永辉主编：《中国宗教报告(2011)》，社会科学文献出版社，2011年。
②关于该调查的抽样设计、调查执行等方面的具体情况，请参见姚新中和保罗·贝德汉姆(Paul Badham)主编的Religious Experience in Contemporary China(Cardiff,UK:University of Wales Press,2007)一书的第一章和附录二。
③直到最近，中国中央机关刊物《求是》还在批评一些党员“不信马列信鬼神”，“对党的忠诚意识有所动摇、逐渐弱化”。参见陈章元：《强化共产党员的忠诚意识》，《求是》2007年第9期。
④参见Cole,Stewart G.,“What Is Religious Experience?”The Journal of Religion,vol.6,1926,pp.472-485; Form,William H.,“The Internal Stratification of the Working Class:System Involvements of Auto Workers in Four Countries,”American Sociological Review,vol.38,1973,pp.697-711; Hay,David,“Religious Experience Amongst a Group of Post-Graduate Students:A Qualitative Study,”Journal for the Scientific Study of Religion,vol.18,1979,pp.164-182; Margolis,Robert D.and Kirk W.Elifson,“A Typology of Religious Experience,”Journal for the Scientific Study of Religion,vol.18,1979,pp.61-67.
⑤关于心理因素，比如Hood,Ralph W.,Jr.,“Forms of Religious Commitment and Intense Religious Experience,”Review of Religious Research,vol.15,1973,pp.29-36; Hood,Ralph W.,Jr.,“Psychological Strength and the Report of Intense Religious Experience,”Journal for the Scientific Study of Religion,vol.13,1974,pp.65-71;关于家庭环境，比如Allison,Joel.,“Religious Conversion:Regression and Progression in an Adolescent Experience,”Journal for the Scientific Study of Religion,vol.8,1969,pp.23-38;关于社会关系网络和文化背景，如Yang,Fenggang,“Chinese Conversion to Evangelical Christianity:The Importance of Social and Cultural Contexts,”Sociology of Religion,vol.59,1998,pp.237-257.Lazar,Aryeh,“Cultural Influences on Religious Experience and Motivation,”Review of Religious Research,vol.46,2004 ,pp.64-71;关于自然环境，比如Rosegrant,John,“The Impact of Set and Setting on Religious Experience in Nature,”Journal for the Scientific Study of Religion,vol.15,1976,pp.301-310;关于宗教体验与宗教活动之间的关系，比如Lowenthal,Ira P.,“Ritual Performance and Religious Experience:A Service for the Gods in Southern Haiti,”Journal of Anthropological Research,vol.34,1978,pp.392-414; Hood,Ralph W.,Jr.,Ronald J.Morris,and Paul J.Watson,“Prayer Experience and Religious Orientation,” Review of Religious Research,vol.31,1989,pp.39-45.
⑥比如McClenon,James,“A Survey of Chinese Anomalous Experiences and Comparison with Western Representative National Samples,”Journal for the Scientific Study of Religion,vol.27,1988,pp.421-426; McClenon,James,“Chinese and American Anomalous Experiences:The Role of Religiosity,”Sociological Analysis,vol.51,1990,pp.53-67.
⑦参见Bian,Yanjie and John R.Logan,“Market Transition and the Persistence of Power:The Changing Stratification System in Urban China,”American Sociological Review,vol.61,1996,pp.739-758; Parish,William L.and Ethan Michelson,“Politics and Markets:Dual Transformations,”The American Journal of Sociology,vol.101,1996,pp.1042-1059; Walder,Andrew G.,China's Transitional Economy,Oxford; New York:Oxford University Press,1996.
⑧关于“再分配体制”，参见Nee,Victor,“A Theory of Market Transition:From Redistribution to Markets in State Socialism,”American Sociological Review,vol.54,1989,pp.663-681.
⑨参见Walder,Andrew G.,Communist Neo-Traditionalism:Work and Authority in Chinese Industry,Berkeley:University of California Press，1986；路风：《单位：一种特殊的社会组织形式》，《中国社会科学》1989年第1期。
⑩参见李汉林、李路路：《资源与交换——中国单位组织中的依赖性结构》，《社会学研究》1999年第4期；李路路、李汉林：《中国的单位组织：资源、权力与交换》，浙江人民出版社，2000年。
(11)参见冯仕政：《单位分割与集体抗争》，《社会学研究》2006年第3期。
(12)《马克思恩格斯选集》(第一卷)，人民出版社，1994年，第1页。
(13)参见Yang,Fenggang and Helen Rose Ebaugh,“Transformations in New Immigrant Religions and Their Global Implications,”American Sociological Review,vol.66,2001,pp.269-288; Gibbons,Don and James De Jarnette,“Hypnotic Susceptibility and Religious Experience,” Journal for the Scientific Study of Religion,vol.11,1972,pp.152-156; Nelson,Timothy J.,“He Made a Way out of No Way:Religious Experience in an African-American Congregation,”Review of Religious Research,vol.39,1997,pp.5-26.
(14)发生比为某事件发生的概率与不发生的概率之比，即设某事件发生的概率为p，那么发生比为p/(1-p)。其计算公式为e[b]-1，其中指数b为相应变量的Logistic回归系数。
(15)构造方法为，对于每个题目，如果被调查表示“同意”得1分，表示“一般”得2分，表示“不同意”得3分，然后将所有题目的得分相加即为“无神论指数”。其变化范围为11～33，分值越低，表示无神论信念越强。
(16)据《人民日报》2006年3月2日报道，截至2005年底，中共有党员7080万人，而据《中国统计年鉴2006》，同期中国总人口为130756万人。
(17)Snow,David A.,Louis A.Zurcher,Jr.,and Sheldon Ekland-Olson,“Social Networks and Social Movements:A Microstructural Approach to Differential Recruitment,”American Sociological Review,vol.45,1980,pp.787-801.
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