馬艷茹，田北海

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)村社會建設(shè)與管理研究中心/農(nóng)村減貧與發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070）

全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，治理有效是基礎(chǔ)。打造共建共治共享的社會治理格局，離不開公眾參與。《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》強(qiáng)調(diào)要發(fā)揮農(nóng)民在鄉(xiāng)村振興中的主體作用?？梢?，無論是打造共建共治共享治理新格局還是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，都離不開農(nóng)民的積極參與。然而，我國鄉(xiāng)村治理面臨著農(nóng)民參與積極性不高、參與水平低的現(xiàn)實困境。如，崔曉芳指出，普通農(nóng)民在鄉(xiāng)村治理中處于“集體失語”狀態(tài)[1]；張翠娥等基于對魯、浙、贛、鄂、川五省的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，42.8%的農(nóng)民從未參加過任何社會治理活動[2]；本課題組基于在鄂、湘、黔、川四省的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，23.19%的農(nóng)民從未參加過任何社會治理活動。制度建設(shè)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、文化傳統(tǒng)等結(jié)構(gòu)情境與農(nóng)民的主體性均是影響農(nóng)民社會治理參與的重要因素。當(dāng)前，學(xué)界對結(jié)構(gòu)情境制約的探討已較為透徹，但對農(nóng)民主體性的研究相對較少。因此，聚焦農(nóng)民主體性、深化農(nóng)民社會治理參與研究顯得尤為必要。

一、文獻(xiàn)回顧

在構(gòu)建共建共治共享新格局背景下，農(nóng)民社會治理參與成為學(xué)界關(guān)注的熱點問題。具體來說，學(xué)界圍繞鄉(xiāng)村社會治理參與現(xiàn)狀及其影響因素兩個方面展開了研究。

1.鄉(xiāng)村社會治理參與現(xiàn)狀

多元化主體參與是我國鄉(xiāng)村治理實踐的基本樣態(tài)，但不同類型主體的參與方式和參與效果存在差異。

（1）組織化主體通過地緣關(guān)系、血緣關(guān)系、利益關(guān)系將農(nóng)民組織起來進(jìn)而形成鄉(xiāng)村公共事務(wù)的治理力量。如，各地農(nóng)村通過治理單元下沉、重塑自治主體等手段[3]，探索成立了“村民理事會”“道德評議會”“鄉(xiāng)賢參事會”等村民自治組織，以“微自治”的方式激發(fā)基層自治活力；農(nóng)民合作社以經(jīng)濟(jì)要素為紐帶將農(nóng)民組織起來，通過“利益導(dǎo)控”引導(dǎo)農(nóng)民行為，進(jìn)而發(fā)展成為集經(jīng)濟(jì)實力、組織認(rèn)同、權(quán)威基礎(chǔ)為一體的新型治理主體[4]；外來企業(yè)通過“資本下鄉(xiāng)”進(jìn)入農(nóng)村，與土地結(jié)合實現(xiàn)與農(nóng)民的聯(lián)系，可能對農(nóng)村社會治理產(chǎn)生積極效應(yīng)，亦可能吸納村莊非正式權(quán)威破壞村莊穩(wěn)定環(huán)境[5]，這取決于外部資本能否嵌入村莊社會[6]。在宗族地區(qū)，宗族制度權(quán)威能在正式制度權(quán)威缺位、失靈時進(jìn)行有益補(bǔ)充，與正式制度共同推動鄉(xiāng)村治理[7]。

（2）鄉(xiāng)土精英因其豐富的行政、經(jīng)濟(jì)、文化資源成為基層治理的重要力量。如，以駐村工作隊為代表的干部通過非科層化運作的方式，打破了傳統(tǒng)鄉(xiāng)村治理功能分割的困局，提升了鄉(xiāng)村治理水平[8]；以村干部為代表的能人、以創(chuàng)業(yè)農(nóng)民為代表的富人、以教師為代表的有文化和有威望的人利用自身資源推動村莊公共事務(wù)發(fā)展，在基層社會治理中發(fā)揮帶頭引領(lǐng)效應(yīng)。

（3）普通農(nóng)民在鄉(xiāng)村治理實踐過程中處于被動的弱勢地位。我國鄉(xiāng)村治理體制仍保持集權(quán)化和行政化特征，村務(wù)決策由少數(shù)干部操控[9]。與農(nóng)民自身利益相關(guān)的大多數(shù)決策，農(nóng)民很少有參與的機(jī)會；對于村莊公共事務(wù)，農(nóng)民的參與權(quán)、利益表達(dá)權(quán)以及監(jiān)督權(quán)也未被重視[10]。即使農(nóng)民參與了包括選舉在內(nèi)的制度性活動，其對于決策的影響也是有限的，因而除了常見的日常抵抗和依法抗?fàn)幫?，農(nóng)民參與選舉的積極性也相對不足[11]?？偟膩碚f，農(nóng)民在鄉(xiāng)村治理中的作用尚未得到應(yīng)有的重視。

2.農(nóng)民社會治理參與的影響因素

關(guān)于農(nóng)民社會治理參與的影響因素，已有研究主要從結(jié)構(gòu)性視角和主體性視角展開分析。

（1）結(jié)構(gòu)性視角認(rèn)為，制度環(huán)境、經(jīng)濟(jì)環(huán)境和文化傳統(tǒng)是影響農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理的重要因素。第一，就制度環(huán)境而言，首先，村民自治制度不健全，難以提供有效的制度保障。相關(guān)制度多為原則性規(guī)定，沒有建立可操作化的程序性制度，缺乏民主協(xié)商和溝通協(xié)調(diào)的平臺[12]，導(dǎo)致選舉制度走過場、民主管理與監(jiān)督形式化、農(nóng)民的利益難以通過參與行為得到滿足，最終造成農(nóng)民對鄉(xiāng)村治理參與的冷漠[13]。其次，村民自治制度執(zhí)行不規(guī)范，難以發(fā)揮村民的作用。政府“大包大攬”、過度主導(dǎo)的行為將農(nóng)民排斥在參與范圍之外；地方政府及其負(fù)責(zé)人權(quán)力集中，難以得到有效的監(jiān)督和約束，侵犯了農(nóng)民的表達(dá)權(quán)[14]；基層干部對上負(fù)責(zé)、對下消極的方式擠壓了農(nóng)民的參與空間[15]。最后，基層黨組織力量薄弱，難以激發(fā)農(nóng)民參與治理的積極性。基層民主建設(shè)弱化、虛化，村委會缺乏凝聚力、號召力，黨員干部工作適應(yīng)能力偏低，與農(nóng)民群眾關(guān)系不密切，無法有效調(diào)動農(nóng)民在基層治理實踐中的自主性和積極性[16]。第二，就經(jīng)濟(jì)環(huán)境而言，在城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡背景下，農(nóng)村勞動力大規(guī)模外流，這是造成農(nóng)民參與不足的客觀原因[17]。對非流動農(nóng)民來說，發(fā)達(dá)的集體經(jīng)濟(jì)有利于提高農(nóng)民的參與意識和參與能力，集體經(jīng)濟(jì)瓦解會造成農(nóng)民與村莊依賴關(guān)系的解體，進(jìn)而導(dǎo)致鄉(xiāng)村治理中的農(nóng)民不合作、不參與問題[18]。第三，就文化傳統(tǒng)而言，我國農(nóng)村長期以來民主自治文化缺失，農(nóng)民主體意識薄弱，講究人情，淡漠法制，這會影響農(nóng)民參與村莊公共事務(wù)的價值觀和行為[19]。

（2）主體性視角認(rèn)為，參與意識和參與能力是影響農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理的重要因素。其中，工具理性視角認(rèn)為，農(nóng)民的行動受“投資邏輯”決定，農(nóng)民是否參與環(huán)境治理取決于在參與行為中的利益得失[20]。有研究發(fā)現(xiàn)，利益相關(guān)程度與農(nóng)民的參與行為密切相關(guān)[21]。如，廣大農(nóng)民為了獲取生產(chǎn)資料，愿意將大部分精力放在經(jīng)濟(jì)活動中，而非無法給自己帶來經(jīng)濟(jì)收入的村務(wù)治理中[13]。價值理性視角認(rèn)為，農(nóng)民是社會性的個體，其社會治理參與受責(zé)任與義務(wù)等社會規(guī)范影響，是以公共利益為行為取向的社會行為。有研究指出，責(zé)任意識有利于提升農(nóng)民社會治理參與意愿[22]，在鄉(xiāng)村建設(shè)行動中承擔(dān)責(zé)任的農(nóng)民可能會成為更成熟的積極公民[23]。參與能力分為主觀能力和客觀能力。就主觀能力而言，效能感是重要的心理資源，它可以有效提升農(nóng)民的政治參與水平，其影響在不同時期[24]、不同性別[25]、不同參與經(jīng)驗[26]的個體身上具有一定的穩(wěn)定性。就客觀能力而言，行動者實踐不可避免地受到內(nèi)外部資源條件的約束，其中資源稟賦是影響農(nóng)民社會參與實踐的重要條件。以收入水平為主的經(jīng)濟(jì)地位、以受教育程度為主的人力資本、以黨員身份為主的政治資本以及以關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為主的社會資本等資源稟賦均會影響農(nóng)民社會參與。需要指出的是，在不同的研究中，收入水平、受教育程度等因素對農(nóng)民社會參與的影響是不一致的[27-28]，上述因素對于農(nóng)民社會治理參與行為的影響效應(yīng)有待進(jìn)一步驗證。

關(guān)于鄉(xiāng)村社會治理參與的成果較為豐富，但在以下方面有待拓展。其一，從研究對象看，學(xué)界大多關(guān)注基層自治組織、農(nóng)村專業(yè)合作組織、鄉(xiāng)村精英等治理主體，忽視了治理資源較少的農(nóng)民群眾的作用。其二，從研究內(nèi)容看，已有文獻(xiàn)多探討農(nóng)民的政治參與、經(jīng)濟(jì)參與，對于文化建設(shè)參與、社會建設(shè)參與的關(guān)注較少，這無法呈現(xiàn)農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理的整體圖景。其三，從研究視角看，學(xué)界從結(jié)構(gòu)性視角探討影響農(nóng)民社會參與的宏觀條件已經(jīng)形成共識，從主體性視角入手的既有研究多將農(nóng)民社會治理參與視為工具理性行為，忽視了公共精神、責(zé)任意識等價值理性要素的影響，因此從主體性視角開展研究仍有較大拓展空間。其四，從研究方法看，通過設(shè)計科學(xué)量表將農(nóng)民社會參與行為進(jìn)行操作化的定量研究相對較少。

基于上述分析，本文擬以農(nóng)民為研究對象，采用鄂、湘、貴、川四省的調(diào)研數(shù)據(jù)，聚焦于農(nóng)民參與的主體性因素，從內(nèi)生動力和可行能力兩個維度探討責(zé)任意識與資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的影響。

二、分析框架與研究假設(shè)

1.分析框架

農(nóng)民能否真正在鄉(xiāng)村治理中發(fā)揮作用，取決于其參與行為。目前，學(xué)界對于影響農(nóng)民參與行為的結(jié)構(gòu)性因素研究已經(jīng)比較充分。有待深入探究的問題是，在結(jié)構(gòu)情境給定條件下，農(nóng)民的參與行為是否以及如何受到內(nèi)生動力和可行能力等主體因素的影響？

基層社會治理參與并非純粹的經(jīng)濟(jì)行為，而是一種積極、能動的社會理性行動[29]。社會行為與行動者動機(jī)直接相關(guān)?；谛袆诱邉訖C(jī)，理性行為可以劃分為工具理性和價值理性兩種理想類型。然而，正如韋伯所言，社會行為的動機(jī)是復(fù)雜的，往往是多種動機(jī)的混合。在鄉(xiāng)村治理參與實踐中，農(nóng)民有追求生存理性的私利性，也有追求鄉(xiāng)村利益的公共性，其社會治理參與既可能受到工具理性因素的影響，也可能受到價值理性因素的影響。

當(dāng)前，學(xué)界多從工具理性視角分析農(nóng)民的治理參與行為，從價值理性視角關(guān)注農(nóng)民治理參與行為的研究較為欠缺，這恰恰是本文的關(guān)注重點所在。一般而言，責(zé)任意識是價值理性因素中的重要變量。作為一種內(nèi)化于心的力量，責(zé)任意識不僅代表著農(nóng)民對公共事務(wù)的態(tài)度和關(guān)注度，還構(gòu)成了農(nóng)民參與社會治理的內(nèi)生動力。然而，有內(nèi)生動力并不必然產(chǎn)生社會治理參與行為。從內(nèi)生動力轉(zhuǎn)化為實際行動，還離不開相應(yīng)的可行能力?？尚心芰κ且环N實現(xiàn)各種可能的功能性活動組合的實質(zhì)自由[30]，是理解農(nóng)民社會治理參與行為的重要能動因素。對農(nóng)民而言，可行能力包括主觀的自我效能感與客觀的資源稟賦。其中，資源稟賦體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)地位、人力資本、政治資本和社會資本這四個維度。如前所述，關(guān)于自我效能感對農(nóng)民參與行為的影響，學(xué)界的研究已較為充分，為此，本文重點關(guān)注可行能力的另一個方面——資源稟賦對農(nóng)民參與行為的影響。

基于上述觀點，本文構(gòu)建了基于內(nèi)生動力與可行能力的雙元分析框架，探討責(zé)任意識和資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的可能影響（如圖1）。

圖1 分析框架

2.研究假設(shè)

（1）責(zé)任意識與農(nóng)民社會治理參與水平。責(zé)任反映了一個人對他人或群體的職責(zé)和使命，責(zé)任意識是一種積極的認(rèn)知和情感態(tài)度。行為博弈實驗表明，責(zé)任意識是影響個體行為決策的重要因素，具有較強(qiáng)責(zé)任意識的個體表現(xiàn)出更多的符合社會規(guī)范期望的行為[31]。農(nóng)民參與公共事務(wù)的行為結(jié)合了自身的利益性和對他人的責(zé)任意識，利益和情感是其參與社區(qū)公共事務(wù)的原動力[32]，責(zé)任意識將這種參與行為轉(zhuǎn)化為持續(xù)自覺參與的動力[33]。而缺乏責(zé)任意識的居民則不覺得社區(qū)建設(shè)與自己有什么關(guān)系，認(rèn)為社區(qū)公共事務(wù)是精英的事務(wù)，是老板、政治家的事務(wù)，這種觀念制約了人們的參與行為[34]。

對農(nóng)民來說，責(zé)任意識分為公共責(zé)任意識和家鄉(xiāng)責(zé)任意識。有一定公共責(zé)任意識的農(nóng)民，具有關(guān)心公共利益并勇于維護(hù)自身正當(dāng)利益的積極態(tài)度和精神風(fēng)貌[35]，一般情況下能主動地參與公共事務(wù)。有一定家鄉(xiāng)責(zé)任意識的農(nóng)民，他們往往對村莊事務(wù)參與擁有較低的心理成本，對于參與行為所帶來的村莊改善結(jié)果預(yù)期較好[36]，且會在鄉(xiāng)村治理場域中充分發(fā)揮典型示范與帶動作用。由此，責(zé)任意識是農(nóng)民開始并持續(xù)參與鄉(xiāng)村治理的內(nèi)生動力，責(zé)任意識越強(qiáng)，其參與基層社會治理的意愿越高，也就越可能產(chǎn)生基層社會治理參與行為?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H1：責(zé)任意識越強(qiáng)，農(nóng)民社會治理參與水平越高。

（2）資源稟賦與農(nóng)民社會治理參與水平?；谫Y本的實踐理論認(rèn)為，行為主體會根據(jù)自身條件做出合適的選擇[37]。對于農(nóng)民而言，自身條件多體現(xiàn)于所擁有的經(jīng)濟(jì)地位、人力資本、政治資本和社會資本。經(jīng)濟(jì)地位是經(jīng)濟(jì)資本的體現(xiàn)形式，其決定了農(nóng)民社會參與的物質(zhì)基礎(chǔ)。人力資本對人們的行為方式有深刻影響，受教育程度、互聯(lián)網(wǎng)使用程度代表著農(nóng)民對現(xiàn)代知識的積累和新興技術(shù)的掌握程度，是農(nóng)民人力資本的主要測量指標(biāo)。高學(xué)歷、熟練運用互聯(lián)網(wǎng)的人才在提高農(nóng)村治理效能、產(chǎn)業(yè)興旺程度和現(xiàn)代化程度方面大有可為[38]。政治身份承載著相應(yīng)的責(zé)任，也意味著擁有一定的資源，黨員身份和基層干部身份均有利于農(nóng)民投身村莊公共事務(wù)[27]。社會資本是一個人可以有效調(diào)動的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)規(guī)模以及這些關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中蘊(yùn)含的各種資源。社會網(wǎng)絡(luò)資源豐富、社區(qū)交往狀況較好的農(nóng)民可以較好地獲得并分享關(guān)于活動參與的信息，增強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)成員的集體行動意識，影響其行為決策，從而對基層社會治理參與行為產(chǎn)生積極影響[39]。有研究表明，家庭廣泛的親友關(guān)系[40]、與村委會的廣泛接觸[2]可以提高農(nóng)民參與村莊公共事務(wù)的意愿，遵循普遍互惠關(guān)系的社區(qū)可以更有效地解決集體行動困境[41]。由此，農(nóng)民的資源稟賦為其有效參與基層社會治理提供了條件。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H2：資源稟賦越高，農(nóng)民社會治理參與水平越高。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)源于課題組于2018年8月至9月以及2019年7月至8月的問卷調(diào)查。調(diào)查樣本選取方式如下：首先，根據(jù)回流人口分布特征，在中西部地區(qū)選取湖北省棗陽市和谷城縣、湖南省醴陵市和攸縣、四川省廣漢市和羅江區(qū)、貴州省播州區(qū)和正安縣8個縣（市、區(qū)）。其次，在以上每個縣（市、區(qū)）分別抽取4～6個行政村（小區(qū)）、4個企業(yè)以及1條商業(yè)街。最后，在每個行政村（小區(qū)）進(jìn)行系統(tǒng)抽樣、在企業(yè)采取整群抽樣、在商業(yè)街進(jìn)行立意抽樣開展問卷調(diào)查。調(diào)查共回收有效問卷1644份，其中農(nóng)民問卷1144份，居民問卷500份。剔除關(guān)鍵變量缺失值后，最終獲得適合本研究的農(nóng)民樣本914個。

2.變量及測量

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量是農(nóng)民社會治理參與水平，具體包括農(nóng)民對經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)和社會服務(wù)4個領(lǐng)域的參與水平，用農(nóng)民實際參與的行為類型數(shù)進(jìn)行測量。對于經(jīng)濟(jì)建設(shè)參與行為，通過詢問受訪者“您是否參加過下列助推本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活動？”進(jìn)行測量，選項包括向相關(guān)部門提供咨詢建議、為就業(yè)困難人員提供就業(yè)信息、分享經(jīng)營經(jīng)驗等11項。本文將參與1種及以上經(jīng)濟(jì)建設(shè)活動的賦值為1，將未參與任何經(jīng)濟(jì)建設(shè)活動的賦值為0，生成“是否參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)”變量。同理，將參與過“作為選舉人參與社區(qū)選舉活動”“作為被選舉人參與社區(qū)選舉活動”“向社區(qū)提建議”等10項政治建設(shè)活動中任何1項活動的賦值為1，將未參與任何政治建設(shè)活動的賦值為0，生成“是否參與政治建設(shè)”變量；將參與過“捐建社區(qū)文體活動室”“群眾性娛樂活動”“科普教育活動”等10項文化建設(shè)活動中任何1項活動的賦值為1，將未參與任何文化建設(shè)活動的賦值為0，生成“是否參與文化建設(shè)”變量；將參與過“照顧老人、兒童或殘障人士”“社區(qū)環(huán)境綠化活動”“幫扶困難群眾”等7項社會服務(wù)活動中任何1項活動的賦值為1，將未參與任何社會服務(wù)活動的賦值為0，生成“是否參與社會服務(wù)”變量。將以上4項指標(biāo)的得分相加，得到“農(nóng)民社會治理參與水平”這一計數(shù)型變量。

（2）解釋變量。本文的解釋變量是農(nóng)民的責(zé)任意識水平和資源稟賦水平。責(zé)任意識水平通過詢問受訪者對以下8個題項的認(rèn)可程度進(jìn)行測量。即：“我有責(zé)任向政府有關(guān)部門反映自己的意見、建議”“我有責(zé)任幫助利益受損的弱勢群體尋求解決途徑”“我有責(zé)任在公共場合主動反映群眾的意見”“我有權(quán)利揭發(fā)和舉報相關(guān)違法亂紀(jì)現(xiàn)象”“我有責(zé)任為促進(jìn)家鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展獻(xiàn)一份力”“我有責(zé)任為促進(jìn)家鄉(xiāng)文化繁榮獻(xiàn)一份力”“我有責(zé)任為促進(jìn)家鄉(xiāng)政治建設(shè)獻(xiàn)一份力”和“我有責(zé)任為促進(jìn)家鄉(xiāng)社會建設(shè)獻(xiàn)一份力”。將受訪者對每個題項的回答按如下規(guī)則賦值：“完全不同意=1；不太同意=2；一般=3；比較同意=4；完全同意=5”。8個題項信度測量的Cronbach’s α系數(shù)為0.912，表明信度非常高；KMO值為0.904，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為7959.141，相伴概率值為0.000，表明適合做因子分析。通過主成分法提取到兩個公因子，分別命名為“公共責(zé)任意識因子”和“家鄉(xiāng)責(zé)任意識因子”，根據(jù)各自的解釋方差生成一個復(fù)合因子，將其命名為“責(zé)任意識因子”①責(zé)任意識因子=公共責(zé)任意識因子×32.42%+家鄉(xiāng)責(zé)任意識因子×49.23%。為使因子數(shù)值更為直觀，本文將因子值轉(zhuǎn)為1～100之間的數(shù)值（下文的因子分析作同樣處理）。此處的家鄉(xiāng)責(zé)任意識因子和公共責(zé)任意識因子均是未經(jīng)轉(zhuǎn)換的因子值。，取值范圍為1～100。

資源稟賦水平由經(jīng)濟(jì)地位、人力資本、政治資本和社會資本4個指標(biāo)構(gòu)成。其中，經(jīng)濟(jì)地位是一個主觀變量，根據(jù)受訪者的回答賦值。人力資本由受教育程度和互聯(lián)網(wǎng)使用頻度兩個題項組成。政治資本由黨員身份和基層干部身份兩個題項組成，分別通過詢問受訪者“是否為中共黨員”和“是否為村鎮(zhèn)干部”進(jìn)行測量。社會資本包括社會網(wǎng)絡(luò)資源和社區(qū)交往狀況兩個指標(biāo)。前者通過詢問受訪者“與您關(guān)系較為密切的親友有多少人？”“與您關(guān)系較為密切的村干部有多少人？”并取兩類人數(shù)之和進(jìn)行測量；后者通過詢問受訪者與村民對各項互動行為的頻繁程度進(jìn)行測量，具體互動活動包括“見面時打招呼”“在一起拉家?！薄胺昴赀^節(jié)互致問候”“平時互相串門”“日常生活相互幫點小忙”“對方有經(jīng)濟(jì)困難時借錢捐物”等15項，將受訪者對各項互動頻度的回答作如下賦值：“從不=1；很少=2；偶爾=3；經(jīng)常=4”。以上15個題項的Cronbach’s α系數(shù)為0.867，說明信度非常高；KMO值為0.885，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為4788.024，相伴概率值為0.000，表明適合做因子分析。通過主成分法提取出3個公因子，根據(jù)各自的解釋方差，生成一個復(fù)合因子，將其命名為“社區(qū)交往因子”。最后，采用熵值法對各指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，進(jìn)而通過加權(quán)平均法算出農(nóng)民的綜合資源稟賦水平，取值范圍為0.003～0.920。

（3）控制變量。除上述解釋變量外，根據(jù)既有的研究，本文還納入了性別、年齡、健康狀況、農(nóng)民類型、縣域特征、利益相關(guān)度和自我效能感作為控制變量。所有變量的信息見表1。

表1 變量的含義及描述性統(tǒng)計

3.研究方法

（1）熵值法。資源稟賦是對農(nóng)民經(jīng)濟(jì)地位、人力資本、政治資本與社會資本的綜合考量，因測量指標(biāo)較多，且指標(biāo)量綱各異，難以測量農(nóng)民的綜合資源稟賦水平。而熵值法可以通過消除指標(biāo)量綱差異、對各指標(biāo)進(jìn)行客觀賦權(quán)等方式解決該問題。參照相關(guān)研究的處理方法[42]，本文利用熵值法對各資源稟賦指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，通過加權(quán)平均得到農(nóng)民綜合資源稟賦水平。該方法的具體步驟如下：

構(gòu)建原始數(shù)據(jù)矩陣X=(xij)n×m，xij表示第i個農(nóng)民的第j個指標(biāo)的觀測值，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m。為消除指標(biāo)量綱對結(jié)果的影響，對原始數(shù)據(jù)矩陣進(jìn)行極值標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到標(biāo)準(zhǔn)化的矩陣：

對標(biāo)準(zhǔn)化的矩陣進(jìn)行列向量歸一化，得到比重矩陣P=(pij)：

確定第j個指標(biāo)的信息熵值ej與信息效用價值dj，常數(shù)k=1/ ln(n)：

（2）模型選擇。本文的核心被解釋變量是一個計數(shù)型數(shù)據(jù)，故采用Poisson回歸模型估計解釋變量的影響。子維度的被解釋變量為是否參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)和社會服務(wù)，均為二元離散變量，故采用Logit回歸估計解釋變量的影響。

Poisson回歸模型。在泊松分布中，被解釋變量Yi=yi的概率由參數(shù)為λi的泊松分布決定，P(Yi=yi|xi)表示在xi的條件下Yi=yi的條件概率，yi!表示yi的階乘，λi是這個分布的唯一參數(shù)：

計算第j個指標(biāo)的權(quán)重wj和綜合評價值si：

λi＞0為“泊松到達(dá)率”，表示事件發(fā)生的平均次數(shù)。泊松分布的期望與方差均等于泊松到達(dá)率，即：

為保證λi為正數(shù)，對上述公式進(jìn)行變化，泊松回歸模型的基本形式如下。exp(…)表示以e為底的指數(shù)函數(shù)，βk是系數(shù)向量，xik是自變量：

Logit回歸模型。公式（8）中，P表示參與行為的發(fā)生概率，β0是常數(shù)項，βi是系數(shù)向量，xi是自變量，ε為誤差項：

四、結(jié)果分析

1.農(nóng)民社會治理參與水平的結(jié)構(gòu)特征

農(nóng)民社會治理參與水平的均值為1.914，整體參與水平有待提高。具體來看，從未參與基層治理活動的農(nóng)民占比23.19%，有1類、2類、3類和4類基層治理參與行為的占比依次為22.54%、16.19%、15.86%和22.21%。就農(nóng)民類型而言，回流農(nóng)民與非回流農(nóng)民社會治理參與水平的均值分別為1.841、2.005，t檢驗結(jié)果顯示回流農(nóng)民社會治理參與水平顯著更低（t=1.658，P=0.098）。可見，回流農(nóng)民在社會治理參與中的骨干作用尚未充分發(fā)揮。就社會治理活動類型而言，農(nóng)民社會治理參與水平呈現(xiàn)出“政治建設(shè)參與（0.536）＞文化建設(shè)參與（0.479）＞社會服務(wù)參與（0.452）＞經(jīng)濟(jì)建設(shè)參與（0.446）”的結(jié)構(gòu)特征?？赡艿慕忉屖?，在農(nóng)村實踐中基層自治活動參與為剛性要求，其他活動參與多為彈性倡議。此外，與文化建設(shè)、社會公益活動相比，經(jīng)濟(jì)發(fā)展活動對知識、技能、資金等專業(yè)水平或資源條件要求較高，農(nóng)民擔(dān)心自身條件達(dá)不到而不愿參與，或因條件確實達(dá)不到而不能參與，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展活動的參與比例相對較低，這也體現(xiàn)了可行能力不足對個體參與實踐的影響。

2.農(nóng)民社會治理參與水平的影響因素

本文采用Poisson回歸模型估計農(nóng)民社會治理參與水平的影響因素，采用Logit回歸模型估計子維度變量的影響因素。模型1的被解釋變量為社會治理參與水平，模型2至模型5的被解釋變量依次為是否參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)、是否參與政治建設(shè)、是否參與文化建設(shè)和是否參與社會服務(wù)。估計結(jié)果見表2。

表2 責(zé)任意識、資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平影響的基準(zhǔn)模型 N=914

（1）責(zé)任意識、資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的影響。模型1的估計結(jié)果顯示，責(zé)任意識能顯著促進(jìn)農(nóng)民社會治理參與，其每提升1個單位，農(nóng)民社會治理參與水平提高0.8%（P＜0.01）。資源稟賦能顯著提升農(nóng)民社會治理參與水平，其每增加1個單位，農(nóng)民社會治理參與水平提升126.4%（P＜0.01）?？梢?，責(zé)任意識、資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平具有較強(qiáng)的解釋力，H1、H2均初步通過驗證?？刂谱兞恐?，利益相關(guān)度、自我效能感、年齡與農(nóng)民社會治理參與水平顯著正相關(guān)，年齡的平方與農(nóng)民社會治理參與程度顯著負(fù)相關(guān)，男性農(nóng)民的社會治理參與水平更高。可見，利益相關(guān)度、自我效能感是促進(jìn)農(nóng)民參與村莊公共事務(wù)的重要解釋變量，這與既有研究的結(jié)論一致。年齡與農(nóng)民社會治理參與水平呈倒“U”形關(guān)系，即：在早期階段，農(nóng)民的社會治理參與水平會隨年齡增長而提高，但當(dāng)年齡增長到某個拐點后，農(nóng)民的社會治理參與水平會隨年齡的進(jìn)一步增長而下降。受傳統(tǒng)性別文化影響，男性農(nóng)民作為戶主參與基層社會治理活動較多，而女性農(nóng)民則因忙于家庭內(nèi)部事務(wù)無暇參與社會治理。

（2）責(zé)任意識、資源稟賦對農(nóng)民是否參與經(jīng)濟(jì)、政治、文化建設(shè)和社會服務(wù)活動的影響。估計結(jié)果顯示，責(zé)任意識與資源稟賦能顯著促進(jìn)農(nóng)民參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)和社會服務(wù)活動，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，H1和H2在各子維度通過驗證。責(zé)任意識因子每提高1個單位，農(nóng)民參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)和社會服務(wù)的發(fā)生比依次增加1.6%、2.1%、1.8%和1.2%；綜合資源稟賦每增加1個單位，農(nóng)民參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)和社會服務(wù)的發(fā)生比將變成原來的7.213倍、11.796倍、27.015倍和72.316倍。比較而言，資源稟賦對農(nóng)民社會服務(wù)參與的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，責(zé)任意識對農(nóng)民政治建設(shè)參與的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)?？赡艿慕忉屖?，資源稟賦為人們參與社會服務(wù)活動提供了能力保障，責(zé)任意識則使農(nóng)民更關(guān)注基層選舉等關(guān)系村莊公共利益的政治建設(shè)活動?？刂谱兞恐?，利益相關(guān)度與4個維度的治理參與行為均顯著正相關(guān)，自我效能感與農(nóng)民參與經(jīng)濟(jì)建設(shè)、文化建設(shè)和社會服務(wù)活動顯著正相關(guān)，男性農(nóng)民參加經(jīng)濟(jì)建設(shè)、社會服務(wù)活動的發(fā)生比是女性農(nóng)民的1.405倍和1.499倍，年齡與經(jīng)濟(jì)建設(shè)參與呈倒“U”型關(guān)系。

綜上，責(zé)任意識與資源稟賦均顯著提高了農(nóng)民社會治理參與水平，說明農(nóng)民將“建設(shè)家鄉(xiāng)”的社會規(guī)范期望內(nèi)化為個體規(guī)范，產(chǎn)生了合乎價值理性的行為取向，并從資源稟賦中獲得了社會治理參與的客觀能力。此外，利益相關(guān)度與自我效能感也具有顯著的積極效應(yīng)，體現(xiàn)了合乎工具理性的行為取向，以及主觀參與能力的重要性。由此來看，農(nóng)民社會治理參與是一種兼具工具理性與價值理性的社會行為，資源稟賦與效能感是重要的能力保障因素。

3.主效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步驗證責(zé)任意識和資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的影響關(guān)系，本文采用換模型、換因變量和換自變量的測量方式進(jìn)行驗證。具體來說，模型6將社會治理水平當(dāng)作定序變量，進(jìn)行Ordered Probit回歸；模型7將因變量更換為“是否參與社會治理”二分變量，進(jìn)行Logit回歸；模型8用“公共責(zé)任意識因子”和“家鄉(xiāng)責(zé)任意識因子”測量責(zé)任意識，進(jìn)行Poisson回歸。表3中模型6、模型7與模型8的估計結(jié)果與上文分析無顯著差異，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 責(zé)任意識、資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平影響的穩(wěn)健性檢驗 N=914

4.責(zé)任意識與資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的異質(zhì)性分析

（1）出生隊列的異質(zhì)性影響。在一定的社會環(huán)境下責(zé)任意識與資源稟賦都會影響農(nóng)民的社會治理參與水平，但人們參與行為的社會環(huán)境是不斷變化的。1978年前，國家建設(shè)的主導(dǎo)理念是“以階級斗爭為綱”，1978年轉(zhuǎn)向“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”，1992年由“計劃經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)向“市場經(jīng)濟(jì)”。隨著時代變遷，社會參與的主要動力不再是國家的集體動員，主要內(nèi)容不再局限于有組織的政治參與，參與內(nèi)容與方式均更加多元。20世紀(jì)80年代以前，集體主義思潮影響較大；市場化改革以來，個人主義思潮興起，集體觀念和責(zé)任意識受到?jīng)_擊，農(nóng)民群體內(nèi)部也在發(fā)生觀念分化。與“40后”“50后”“60后”相比，“70后”“80后”以及更年輕的“90后”在經(jīng)濟(jì)地位、文化水平、新媒體使用和社會網(wǎng)絡(luò)等資源稟賦方面有顯著差異。由此，責(zé)任意識和資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的影響可能存在不同出生隊列的異質(zhì)性影響。根據(jù)出生年份將樣本拆分為“1960年以前”“60后”“70后”“80后”“90后”這五個出生隊列，進(jìn)行分組Poisson回歸，結(jié)果見表4中的模型9至模型13。估計結(jié)果顯示，責(zé)任意識和資源稟賦均顯著正向影響了農(nóng)民社會治理參與水平。其中，責(zé)任意識對“90后”農(nóng)民社會治理參與水平的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其每提升1個單位時，農(nóng)民參與水平的平均值提高1.8%；資源稟賦對“80后”農(nóng)民參與水平的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其每提高1個單位，農(nóng)民社會治理參與水平的平均值提高219.2%。

（2）農(nóng)民類型的異質(zhì)性影響。回流農(nóng)民與非回流農(nóng)民在社會經(jīng)歷和現(xiàn)代性體驗上存在差異。得益于外出務(wù)工經(jīng)歷，回流農(nóng)民的參與意識與能力得到發(fā)展，而這也正是大部分傳統(tǒng)農(nóng)民所缺乏的[43]。由此，責(zé)任意識、資本稟賦可能對回流農(nóng)民與非回流農(nóng)民社會治理參與水平產(chǎn)生異質(zhì)性影響。從模型14和模型15可以看出，責(zé)任意識對非回流農(nóng)民的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)，但二者差異較??；資源稟賦對回流農(nóng)民的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)，其每增加1個單位，回流農(nóng)民的社會治理參與水平提高157.5%（見表4）。

表4 責(zé)任意識與資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的異質(zhì)性影響

五、結(jié)論與啟示

本文構(gòu)建了“內(nèi)生動力—可行能力”的分析框架，探討責(zé)任意識和資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的可能影響。研究發(fā)現(xiàn)，總體來看，農(nóng)民社會治理參與水平偏低，仍有較大提升空間。就治理活動類型來看，農(nóng)民社會治理參與水平呈現(xiàn)出“政治建設(shè)參與＞文化建設(shè)參與＞社會服務(wù)參與＞經(jīng)濟(jì)建設(shè)參與”的特征；就群體來看，與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民相比，回流農(nóng)民社會治理參與水平更低。責(zé)任意識、資源稟賦均顯著提高農(nóng)民社會治理參與水平，即責(zé)任意識越強(qiáng)，農(nóng)民社會治理參與水平越高；資源稟賦越高，農(nóng)民社會治理參與水平越高。責(zé)任意識、資源稟賦對農(nóng)民社會治理參與水平的促進(jìn)效應(yīng)因出生隊列、農(nóng)民類型等群體特征不同而存在一定差異。

上述研究發(fā)現(xiàn)表明，內(nèi)生動力（責(zé)任意識、利益相關(guān)度）與可行能力（資源稟賦、自我效能感）均是影響農(nóng)民社會治理參與水平的重要因素。農(nóng)民社會治理參與并非純粹的經(jīng)濟(jì)理性行為，而是一種社會理性行為。在探討農(nóng)民社會治理參與行為時，不能忽視農(nóng)民對超越工具理性的價值追求及其可行能力的保障作用。在鄉(xiāng)村治理實踐中，應(yīng)考慮責(zé)任意識、資源稟賦對不同出生隊列、不同類型農(nóng)民的差異效應(yīng)，加強(qiáng)對年輕人、回流農(nóng)民等群體的培養(yǎng)，發(fā)揮其在鄉(xiāng)村社會治理中的示范帶動作用。

研究發(fā)現(xiàn)對于打造共建共治共享的社會治理格局具有重要政策啟示。第一，從頂層設(shè)計來看，要構(gòu)建服務(wù)型政府，突出農(nóng)民在基層治理中的主體地位。破解農(nóng)民主體性缺失困境，需要構(gòu)建農(nóng)民與政府的新型合作關(guān)系，改變以基層政府為參與主體的“動員式參與”模式，將國家責(zé)任轉(zhuǎn)化為公民責(zé)任，促使農(nóng)民主動進(jìn)入基層治理場域，這有利于形成國家目標(biāo)與農(nóng)民福祉的雙贏格局。此外，要重視青年農(nóng)民的重要作用，加強(qiáng)對鄉(xiāng)村治理有效主體的培育。第二，從參與意識出發(fā)，要強(qiáng)化農(nóng)民責(zé)任意識，完善利益聯(lián)結(jié)機(jī)制?；凇皬V大農(nóng)民對美好生活向往”的共同目標(biāo)，基層黨組織、各政府部門和全社會應(yīng)形成合力，培育農(nóng)民的責(zé)任意識和使命感，激發(fā)社區(qū)意識中的公共精神，使之成為農(nóng)民參與基層社會治理、實現(xiàn)美好生活追求的不竭內(nèi)生動力。同時，實現(xiàn)政府與農(nóng)民間的政策信息對稱，建立農(nóng)民參與的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，引導(dǎo)農(nóng)民積極參與到政策落地過程中。第三，從參與能力來看，要提升農(nóng)民資源稟賦水平與自我效能感。首先，發(fā)展村莊經(jīng)濟(jì)，盤活閑置資源，增加農(nóng)民收入。其次，借助“線上+線下”方式，根據(jù)農(nóng)民實際需求提供的培訓(xùn)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、實用技能、新媒體應(yīng)用等專題培訓(xùn)，強(qiáng)化農(nóng)民文化資本積累。同時，要發(fā)揮好基層黨組織的作用，發(fā)展吸納優(yōu)秀青年，加強(qiáng)溝通與互動，強(qiáng)化農(nóng)民持續(xù)參與基層社會治理的效能感與行動力。