家庭關系、政治效能感和女性村民選舉

裴志軍, 陳姍姍

（浙江財經大學 公共管理學院，浙江 杭州 310018）

家庭關系、政治效能感和女性村民選舉

裴志軍, 陳姍姍

（浙江財經大學 公共管理學院，浙江 杭州 310018）

農村女性村民選舉參與是社會政治文明進步的推動力?；诮鞯仁》莶糠洲r村女性的數(shù)據，探索女性村民的家庭關系、政治效能感與村級選舉參與態(tài)度的關系。研究發(fā)現(xiàn)，女性村民的家庭關系顯著正向影響其政治效能感和選舉參與積極性；且政治效能感對選舉參與積極性有顯著正向作用。村民女性的內在效能感與外在效能感在對選舉參與的影響中互為部分中介作用；家庭關系在政治效能感與選舉參與的影響中起調節(jié)作用。

家庭關系； 政治效能感； 女性村民； 村莊選舉

農村女性村民選舉參與是以女性村民為主體參與村委會選舉，并試圖影響村委會決策，以實現(xiàn)自己訴求的行為，是社會政治文明進步的推動力。在女性政治行為研究中，已有文獻關注了農村女性村民參與選舉的外部因素，如家族因素、婦女在村級結構中的地位[1]、村委會選舉機構、政策制度[2]、“男主外，女主內”的傳統(tǒng)性別分工模式、農村女性村民的家務、生育和家庭料理[3]，鮮有文獻關注女性村民選舉參與心理。而內在心理感知和政治參與態(tài)度對其政治參與行為起著不可忽視的作用。并且，女性的內在心理感知和參與態(tài)度與其家庭關系有關，家庭關系作為一種重要的社會關系，對女性的心理、行為起著重要的作用。在農村，政治效能感作為一種重要的政治心理是決定村民選舉參與質量的重要變量，家庭關系的好壞也可能是影響女性村民選舉參與積極性的重要因素，理應得到關注。因此，本研究關注女性村民政治效能感與家庭關系對其選舉參與的影響，通過對江西等省份部分農村女性的調查，旨在回答女性村民的政治效能感與家庭關系是如何作用于她們的選舉參與行為的。

一、文獻討論與研究假設

家庭關系的好壞是反應個體幸福感和生活滿意度的一種指標，良好的家庭關系具有友好、親善的特征，多表現(xiàn)為熱情、支持和積極等；不良的家庭關系通常具有沖突、敵對特征，而且多表現(xiàn)為冷漠、不支持以及忽視等[4]。良好的家庭關系促使家庭成員的互動增強，進而促使與外界的互動增強；不良的家庭關系導致家庭成員互動的脆弱，進而導致與外界互動的脆弱。政治效能感與人們對政治體系和政治當局的感受直接相關，它反應出人們對政治體系、政府行為的感受程度[5]，強調的是個人認為自身對政治體系的影響感以及政治體系反過來對個體的回應感。因此，從家庭關系、政治效能感的角度來解釋個體政治參與態(tài)度和行為是比較精確而有意義的，同理，也可以此解釋女性村民選舉參與行為的問題。

（一）家庭關系影響女性村民選舉參與的積極性

家庭關系一般為家庭成員之間的人際互動與聯(lián)系，是在婚姻、血緣或法律的基礎之上形成的一定范圍的親屬之間的權利和義務的關系。以婚姻和血緣連接的親屬關系是現(xiàn)實生活中人與人之間最重要的一種聯(lián)系。幸福美滿的家庭關系有助于女性村民積極履行家庭義務和責任，有助于促進女性村民積極參與農村事務，有助于促進和諧農村社會的構建和發(fā)展。

家庭關系可以對家庭成員個體產生心理以及行為方面的影響。如家庭關系對個體自信心有重要影響，在家庭中沒有歸屬感，家庭存在矛盾和裂痕，家庭情感失意、家庭生活沖突將會嚴重影響到個體的自信心[6]。相對于離婚事件本身，不良的家庭關系給離異家庭子女帶來的心理負面影響更為嚴重，并且，家庭關系還可以直接預測個體的吸煙飲酒行為[7]。相關研究表明，家庭關系還與個體的主觀幸福感相關[8]，受家庭不完整影響，農村留守女性和青年村民的主觀幸福感也較低[9]?？梢娂彝リP系對個體的心理和行為有著重要影響，或多或少地改變著個體的心理感知和行為。

村民選舉作為一種重要的個體參與政治的行為，與家庭關系顯著相關。家庭對工作產生的促進作用與工作滿意度正相關，且對工作有正向的影響，家庭對工作產生的沖突作用與工作滿意度負相關，表明家庭關系越好，工作熱情越高，個體參與政治活動的積極性就越高；反之，家庭關系不好，則工作熱情下降，個體政治參與的積極性降低。有研究發(fā)現(xiàn)，家庭關系越好，農民工回鄉(xiāng)時參與選舉的熱情也高[10]，反之亦然。相關研究發(fā)現(xiàn)，在我國農村地區(qū)，家庭狀況、家庭地位等個體的內在因素影響了青年女性村民的政治參與積極性，家庭狀況和家庭地位反映的是農村青年女性與其他家庭成員之間的關系，家庭狀況越好、家庭地位越高，參與積極性越高。因此，我們認為，農村女性村民的家庭關系越好，其在村級選舉參與中的積極性就越高（H1）。

（二）政治效能感對女性村民選舉參與行為的影響

政治效能感的概念最早由Campbell等人提出，他將政治效能感界定為個體感覺其政治行為能夠影響政治過程。后來政治效能感被分為內在效能感和外在效能感，前者對公民個人來說，是指個人對自己會不會對政府產生影響力的感覺；后者則是對政治體系來說的，是指個體感覺到政治會不會對其要求做出相應的回應。簡單來說，內在效能感是個體認為其能影響政府決策，外在效能感是個體覺得政府決策對其要求有所回應。作為一種政治認知，政治效能感是政治立場、態(tài)度、情感和信仰的一種表現(xiàn)，因而與政治行為有著十分密切的關系[11]，其中選舉參與就是一種重要的政治行為。

研究發(fā)現(xiàn)，政治效能感對公民參與政治的積極性、參與方式及行為的選擇有著重要的影響[12]，一般來說，如果公民具有較高政治效能感，他對政治就會比較感興趣，對自己參與政治能力的自信也就會較高，因而也更樂意參與到各類形式的政治活動中來。政治效能感更是影響農民政治參與的重要心理因素。村民的政治效能感越強，其參與選舉的積極性也就越高。所以，在選舉參與這種活動中，村民們也認為自己有更強的影響力，參與選舉的積極性隨之也高[13]。農村女性村民參與選舉是女性村民參與到政治中來的一種表現(xiàn)形式和主要方式。因此，我們認為，政治效能感越強，女性村民參與選舉的積極性越高，即內在效能感越強，女性村民選舉參與的積極性越高（H2）；外在效能感越強，女性村民選舉參與的積極性越高（H3）。

研究發(fā)現(xiàn)，內在效能感和外在效能感在對政治參與行為的影響程度上是有差異的。有學者明確指出，外在效能感與政治參與之間的關聯(lián)性比較大[14]，Abramson研究發(fā)現(xiàn)美國自1960年來，總統(tǒng)選舉參與率下降的原因與外在政治效能感降低有很大關聯(lián)。但也有研究認為，相對于外在效能感而言，內在效能感更能影響個體的政治參與行為，如李蓉蓉認為，內在效能感比外在效能感對農民的政治參與行為影響更為顯著[14]。謝秋山認為，外在政治效能感顯著正向影響居民選擇抗爭性利益表達方式，而內在政治效能感對居民選擇抗爭性利益表達方式則沒有顯著影響[15]，而裴志軍認為，外在效能感在內在效能感對選舉參與的影響中起了完全的中介作用[16]。盡管還存在一些爭議，但考慮到內在效能感與外在效能可以相互影響與轉化，因此假設在政治效能感對女性村民選舉參與行為的影響中，內在效能感、外在效能感起到互為中介的作用，即：內在效能感在女性村民的外在效能感對選舉參與行為的影響中起部分中介作用，外在效能感在女性村民的內在效能感對選舉參與行為的影響中起部分中介作用（H4）。

（三）家庭關系、政治效能感與女性村民選舉參與行為

社會關系是社會個體之間因互動和聯(lián)系而形成的相對穩(wěn)定的關系體系，它關注的是人與人之間的互動和聯(lián)系，社會互動產生社會行為并通過某種聯(lián)系對行為產生影響，它們能夠通過促進合作來提高社會效率。同理，農村社會關系對村民個體政治參與行為也會產生影響。家庭作為社會的細胞，是“人類最早的社會關系之一”及“最基礎的一個社會群體”[17]，家庭關系作為農民社會關系的基本環(huán)節(jié)，對村民的個體政治態(tài)度和行為會產生重要的影響。在社會資本的研究中，胡榮把社會資本中的信任關系分為一般信任關系和特殊信任關系，其中，特殊信任關系就是對自家人和親戚的信任[18]，這種信任關系可以促進社會合作，提升公眾在政治參與方面的積極性，提高政治效能感。在我國農村，良好的家庭關系有助于女性村民政治效能感的增強，且對女性村民的政治參與積極性有著巨大的影響。因此，我們認為，家庭關系越好，女性村民內在效能感越強（H5）；家庭關系越好，女性村民外在效能感越強（H6）。

在筆者以往的研究中，發(fā)現(xiàn)社會關系、政治效能感與村民自治參與之間的關系模式具有“相對專門化”的特點，政治效能感在社會資本與村民自治參與之間起中介作用[16]，社會網絡對政治心理影響政治行為關系具有調節(jié)作用[19]。可見，由親密關系的家庭成員、親戚、朋友構成的社會網絡關系勢必會對女性村民的政治態(tài)度和政治行為產生影響，在這種影響中，家庭關系對政治效能感和選舉參與都產生影響，政治效能感會對選舉參與產生影響，家庭關系在政治效能感和選舉參與中起著調節(jié)作用。因為，家庭關系體現(xiàn)女性村民與丈夫以及子女的和睦程度，家庭關系好，她們參與選舉的積極性就會高?？梢酝茰y，女性村民的家庭關系加強了其內在效能感和外在效能感對選舉參與的影響。因此，我們提出假設，家庭關系在內在效能感與選舉參與之間起調節(jié)作用（H7）；家庭關系在外在效能感與選舉參與之間起調節(jié)作用（H8）。

以上本文通過相關文獻的回顧提出了研究假設，為了方便總結，現(xiàn)對本研究所涉及的基本“概念”和包括的“構念”進行了梳理和概括，如下表1所示。

二、研究設計與過程

（一）測量

本文采用LIKERT五點量表法來測量變量，1=“很不同意”、2=“不同意”、3=“一般”、4=“同意”、5=“非常同意”。一般認為，李克特（LIKERT）量表法能夠使回答者很容易標出自己的想法，同時也具有比較高的信度。

對于家庭關系的測量，問卷題目采用張兆球博士翻譯的外國量表，經修訂和本地驗證，用以評估父母管教，夫妻溝通，夫妻解決沖突的工具，也即處理好家庭關系的工具。家庭關系的代表題項為“我很高興為人父母”“照顧子女所花的時間，較我能付出的多”“我有時擔心自己是否已為子女做足要做的事”“面對我的丈夫，我可以心有那句，口就說那句”“當我們有爭拗時，我的丈夫會對我不理不睬”“我的丈夫會說些令我難堪的話”等，Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.642，表明量表有效。

表1 本研究所涉及的基本“概念”和包含的“構念”

政治效能感的測量，借鑒了裴志軍[19]在以往研究的基礎上進一步修正的政治效能感的測量量表，具有一定程度的調查有效性。外在效能感量表題項包括“總的來說，我們村以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部重視我的想法”，“總的來說，我們的村委會和鄉(xiāng)政府非常重視我的意見”，“我們的領導和國家在做各項決定的時候會考慮我們的感受”。內在效能感量表題項包括“我對村里的公共事務非常了解”，“我非常清楚我所在鄉(xiāng)政府系統(tǒng)的運作程序和機制”，“我對政治和政治人物非常了解”，Cronbach’s Alpha系數(shù)0.814，量表信度較高。

女性村民選舉參與的測量采用胡榮的“村民在村委會選舉中的參與”測量量表，該量表共四個維度：預選、競選、提名和罷選，由16個測量題目組成，量表代表題項為“您會單獨提名候選人？”“您會動員別人提名候選人？”“您會與其他人一起提名候選人？”等，Cronbach’s Alpha系數(shù)0.880，量表信度較高。

人口統(tǒng)計學變量的測量包括性別、年齡、政治面貌、收入水平和受教育水平等，樣本的分布覆蓋了各類村民的特點，具有統(tǒng)計上的意義。本文中的各變量賦值情況如下表2所示。

表2 變量的解釋與說明

（二）數(shù)據收集

我們在2015年12月至2016年3月間進行了本文研究目的的問卷調查。第一輪在江西省、安徽省和浙江省部分農村發(fā)放問卷600份，回收有效問卷539份。其中男性村民206人，女性村民333人。處理數(shù)據，經方差檢驗發(fā)現(xiàn)男女村民在選舉參與這一行為上有相當大的差異。第二輪問卷發(fā)放專門針對女性村民發(fā)放300份，回收問卷289份，去除有缺失值或明顯隨意答題的問卷，統(tǒng)計有效問卷260份，去除兩輪的無效問卷，共有有效問卷593份。其中調查的女性當中，已婚女性530人，未婚女性54人（因為未婚女性無丈夫，當然也就無子女，與本文的家庭關系量表沖突，故在分析數(shù)據時將這一部分單獨分析，只分析未婚女性的政治效能感對選舉參與的影響），其他狀況9人。具體的統(tǒng)計結果見表3，從表3中可以看出，樣本的分布覆蓋了各類女性村民的特點。

表3 有效樣本的描述性統(tǒng)計

（三）分析方法

為了驗證本研究提出的理論假設，采用多元回歸分析。通過對各個變量的測量題項的信度、效度檢驗和可能的同源方差的檢驗，來評估本研究數(shù)據的質量，描述統(tǒng)計各變量的基本特征，并通過檢驗回歸的擬合優(yōu)度以及相關顯著性來驗證理論假設。

三、研究結果與發(fā)現(xiàn)

本研究中問卷的信度利用Cronbach’s Alpha系數(shù)來檢驗數(shù)據，問卷總體的信度為0.830，信度較高。另外，利用因子分析的方法對問卷變量進行結構效度檢驗，KMO值為0.775，Sig<0.001，因子分析有效。利用Harman單因子檢測方法檢驗數(shù)據同源性偏差，將所用問卷的所有變量進行了因子分析，共生成15個因子，每一個因子都占有一定的比重，所以嚴重的同源性偏差并不存在。

表4給出了本文主要研究變量的描述統(tǒng)計量、均值、標準差和Pearson相關系數(shù)。結果顯示研究的各個變量之間相關關系都達到顯著水平。因此，在下述結果分析中，我們將對本研究的所有研究變量都加以考察。

本文采用線性回歸分析對研究假設進行檢驗。表5中，以女性村民選舉參與為因變量，控制個體特征因素，分別以家庭關系、內在效能感和外在效能感為自變量逐步進行進入法回歸分析，檢驗研究假設。結果如表5所示，從M1模型中可以得出結論，家庭關系對村民女性選舉參與的預測作用達到顯著水平（β=0.162，p<0.001），這表明村民女性的家庭關系越好，她選舉參與的積極性就越高，因此，研究假設H1得到驗證。M2模型中，村民女性內在效能感對選舉參與的預測作用達到顯著水平（β=0.339，p<0.001），表明村民女性的內在效能感越強，參與選舉的積極性就會越高，因此，研究假設H2得到驗證。M3模型中，外在效能感對女性村民選舉參與的預測作用顯著（β=0.223，p<0.001），表明女性村民的外在效能感越強，其參與選舉的積極性也越高，研究假設H3得到了驗證。因此，村民女性的政治效能感越強，其參與選舉的積極性就越高。

表4 描述性統(tǒng)計及相關性

注：**表示在0.01 水平（雙側）上顯著相關。

表5 家庭關系、政治效能感對女性村民選舉參與的關系檢驗

注：*表示在0.05水平（雙側）上顯著相關,***表示在0.001水平（雙側）上顯著相關。

研究通過SPSS做中介效應分析來檢驗假設H4。首先，檢驗外在效能感在女性村民的內在效能感對選舉參與的影響中起的部分中介作用。見表6，第一步，以內在效能感（X）為自變量，外在效能感（M）為因變量做回歸；第二步，以內在效能感（X）為自變量，選舉參與（Y）為因變量做回歸；第三步，內在效能感（X）、外在效能感（M）對選舉參與（Y）做回歸。內在效能感對外在效能感作用顯著（β=0.696，p<0.001），且假設H2已經得到驗證，即內在效能感對選舉參與作用顯著。在第三步中，內在效能感對于選舉參與的系數(shù)的絕對值小于第二步中內在效能感對于選舉參與的系數(shù)（0.223<0.376），說明外在效能感在女性村民的內在效能感對選舉參與的影響中起部分中介作用，中介效應所占總效應的百分比為0.696×0.223|0.376×100%=41.3%。

其次，檢驗內在效能感在女性村民的外在效能感對選舉參與的影響中起的部分中介作用。見表7，第一步，以外在效能感（X）為自變量，內在效能感（M）為因變量做回歸；第二步，以外在效能感（X）為自變量，選舉參與（Y）為因變量做回歸；第三步，內在效能感（M）、外在效能感（X）對選舉參與（Y）做回歸。外在效能感對內在效能感作用顯著（β=0.696，p<0.001），且假設H3已經得到驗證，即外在效能感對選舉參與作用顯著。第三步中外在效能感對于選舉參與的系數(shù)的絕對值小于第二步中外在效能感對于選舉參與的系數(shù)（0.220<0.375），說明內在效能感在女性村民的外在效能感對選舉參與的影響中起了部分中介作用，中介效應所占總效應的百分比為0.696×0.220|0.375×100%=40.8%。因此，研究假設H4得到驗證，女性村民的內在效能感與外在效能感在對選舉參與的影響中互為部分中介作用。

表6 外在效能感在內在效能感與選舉參與關系中的中介效應檢驗

注：R方為測定系數(shù)，B為回歸系數(shù)，SE為標準誤，β為標準化回歸系數(shù),表7相同。

表7 內在效能感在外在效能感與選舉參與關系中的中介效應檢驗

在表8中，我們考察了家庭關系對內在效能感和外在效能感的影響。結果如表中所示，M4模型中，家庭關系對村民女性的內在效能感的預測達到顯著的水平（β=0.231，p<0.001）。也就是說，控制了村民女性個體特征后，家庭關系越好，村民女性的內在效能感越強，因此，研究假設H5得到驗證；M5模型中考察了家庭關系對村民女性外在效能感的影響，家庭關系對村民女性的外在效能感的預測達到顯著水平（β=0.149，p<0.001），也就是說，家庭關系越好，村民女性外在效能感越強。因此，研究假設H6得到驗證。

表8 家庭關系對政治效能感的影響關系檢驗

注：**表示在0.01 水平（雙側）上顯著相關。***表示在0.001水平（雙側）上顯著相關。

在檢驗假設H7和H8之前，首先，將本文分析的自變量和調節(jié)變量的數(shù)據做標準化處理，本文處理的方法是原變量減去該變量平均值后除以該變量的標準差，即新變量ZX=（X-MeanX）/SD of X；其次，計算標準化處理后的內在效能感與家庭關系、外在效能感與家庭關系的交互作用項。然后，依據得到相對應的回歸方程對調節(jié)方向作出解釋。表9中，M6模型以內在效能感、家庭關系以及這兩者的交互作用項一起作為預測變量，以選舉參與作為因變量，采用進入法進行回歸分析，整體模型具有統(tǒng)計的顯著性，Sig F change值為0.000，調節(jié)效應存在。并且，內在效能感與家庭關系的交互作用項對選舉參與的影響達到顯著水平（β=0.106，p<0.001），這說明家庭關系在內在效能感和選舉參與之間具有調節(jié)效應。

表9 家庭關系、政治效能感對女性村民選舉參與的調節(jié)作用檢驗

注：**表示在0.01水平（雙側）上顯著相關,***表示在0.001水平（雙側）上顯著相關。

為了進一步顯現(xiàn)家庭關系在內在效能感與女性村民選舉參與之間的調節(jié)作用，我們根據表9模型6的相關參數(shù)，并運用公式得到調節(jié)效應圖。運用的公式如下：

Enth.=β0+β1inter.+β2fam.-rela.+β3inter.·fam.-rela..+α

其中Enth.代表村民女性選舉參與積極性，β0為常數(shù)項，β1、β2、β3為回歸系數(shù)，inter.代表內在效能感，fam.-rela.代表家庭關系，α則代表隨即干擾項。得到效應圖，如圖1所示，從圖1中可以看出，當家庭關系較好時，斜率為0.254，內在效能感與女性村民選舉參與之間正相關性越強；當家庭關系較差時，斜率為0.2，家庭關系與女性村民選舉參與之間的關系會稍微弱化，由此可知，家庭關系調節(jié)著內在效能感與選舉參與之間的關系，調節(jié)作用成立且隨著家庭關系的強化，內在效能感與女性村民選舉參與之間的關系也增強。因此，研究假設H7得到驗證。

圖1 家庭關系在內在效能感與女性村民選舉參與之間的調節(jié)作用

M7模型中，以外在效能感、家庭關系以及兩者的交互作用項作為預測變量，以選舉參與作為因變量進行進入法回歸。Sig F change值為0.000，說明調節(jié)效應存在。并且，外在效能感與家庭關系的交互作用項對選舉參與的影響達到顯著水平（β=0.092，p<0.001），這說明家庭關系在外在效能感和選舉參與之間具有調節(jié)效應。為了進一步顯現(xiàn)家庭關系在內在效能感與女性村民選舉參與之間的調節(jié)作用，我們根據表9模型M7的相關參數(shù)，并運用公式得到調節(jié)效應圖。運用的公式如下：

Enth.=β0+β1exter.+β2fam.-rela.+β3exter.·fam.-rela..+α

其中Enth.代表村民女性選舉參與積極性，β0為常數(shù)項，β1、β2、β3為回歸系數(shù)，exter.代表外在效能感，fam.-rela.代表家庭關系，α則代表隨即干擾項。得到效應圖，如圖2所示。從圖2中可以看出，當家庭關系較好時，斜率為0.235，外在效能感與女性村民選舉參與之間正相關越強；當家庭關系較差時，斜率為0.191，家庭關系與女性村民選舉參與之間的關系弱化。由此可知，家庭關系調節(jié)著內在效能感與女性村民選舉參與之間的關系，調節(jié)作用成立且隨著家庭關系的強化，外在效能感與女性村民選舉參與之間的關系也增強。因此，研究假設H8得到驗證。

圖2 家庭關系在外在效能感與女性村民選舉參與之間的調節(jié)作用

另外，還有一部分來自未婚女性的數(shù)據，因其未婚的性質與本文問卷中家庭關系量表特征（以婚姻連接的夫妻關系和以血緣關系連接的親子關系為主）不符，故在此沒有測量未婚女性的家庭關系。只研究這一部分未婚女性的內在效能感和外在效能感對選舉參與的影響。結果見表10，研究的各個變量之間顯著相關。M8模型以選舉參與為因變量，未婚女性村民的內在效能感為自變量進行簡單回歸，未婚村民女性的內在效能感對選舉參與的預測作用顯著（β=0.394，p<0.01），表明內在效能感越強，村民女性參與選舉積極性越高，研究假設H2進一步得到驗證。M9模型以選舉參與為因變量，未婚村民女性的外在效能感為自變量進行簡單回歸，結果顯示未婚村民女性的外在效能感對選舉參與的預測作用顯著（β=0.661，p<0.001），表明外在效能感越強，村民女性參與選舉積極性越高，研究假設H3進一步得到驗證。

表10 相關性、政治效能感對未婚村民女性選舉參與的關系檢驗

注：*表示在0.05水平（雙側）上顯著相關;M8 R方0.225*, Adj R方0.145*;**表示在0.01 水平（雙側）上顯著相關; M9 R方0.448***, Adj R方0.391***,***表示在0.001水平（雙側）上顯著相關。

四、結論與討論

（一）研究結論及其理論意義

本文通過對江西等三省部分農村的女性的調查，探討了村民女性家庭關系和政治效能感對其選舉參與積極性的影響作用。研究發(fā)現(xiàn)，女性村民的家庭關系顯著正向影響其政治效能感和選舉參與積極性；且政治效能感對選舉參與積極性有顯著正向作用。另外，村民女性的內在效能感與外在效能感在對選舉參與的影響中互為部分中介作用；家庭關系在內在效能感、外在效能感與選舉參與的影響中起調節(jié)作用。

在理論上，研究從女性村民的角度，從女性村民的家庭關系對政治效能感和選舉參與的影響出發(fā)，剖析村民選舉參與的問題。與以往眾多關注了女性村民在村級結構中的弱勢地位、農村家族因素、“男主外女主內”的傳統(tǒng)的性別分工模式、宗教信仰、政治冷漠、村委會選舉機構、政策制度的不健全等因素對女性選舉參與的影響的研究不同，本研究從女性村民的社會關系、心理感知以及對其行為態(tài)度產生的影響出發(fā)，來闡述家庭關系、政治效能感與女性村民選舉參與之間的關系和相互作用機制，通過相互關系和作用機制來解釋女性村民選舉參與這一行為問題，對更周全地了解女性村民選舉參與這一重要問題具有更深層次的理論意義。

（二）實踐建議

本文研究得到的結論，我們認為可以在管理實踐中產生一些重要的啟示：一方面，家庭關系和諧能提升女性村民的幸福感和生活滿意度，因而對村級選舉參與積極性越高。政府、農村的管理者要意識到家庭和睦是經常要做的工作，要處理好家庭各類成員之間的關系，這是我們長期以來婦女工作中的經常工作。家庭關系處理好了，村民女性的幸福感也隨之提高，政治效能感和選舉參與積極性自然就提高了。另一方面，政府、農村的管理者應注意做好榜樣，規(guī)范自身的行為，以提高女性村民的政治效能感，以此增加女性村民參與選舉的積極性。第三，政府、農村的管理者應該注意村委會選舉機構、政策制度的健全，政策、制度的制定要顯現(xiàn)出對女性村民利益訴求的回應，以此來提高女性村民參與的質量，真正意義上提高選舉質量，提高參與度，促進基層民主參與的長足發(fā)展。

（三）研究局限

本文的樣本數(shù)據來源于江西、浙江和安徽三省的部分農村，尚且不具備一定的代表性，需要進一步完善。另外，也缺少關于未婚女性村民的家庭關系的調查數(shù)據，尚且不具備一定的完備性，以后的研究中可以適當設計出未婚女性家庭關系測量量表，如與父母、與兄弟姐妹的關系等。以后的研究中也可把家庭關系做得再細化些，比如家庭關系可以包羅親子關系、夫妻關系、婆媳關系和妯娌關系，等等，使得關于女性村民的家庭關系更具體化，增加研究的理論意義及以此引發(fā)的實踐意義；再者對于內在效能感和外在效能感對選舉參與的顯著性區(qū)別，以后可以考慮兩者互為部分中介作用來加以研究?？傊P于女性村民的選舉參與還有很多方面值得我們深入探討和研究。

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A Study on Family Relation, Political Efficacy and Female Villagers’ Electoral Participation

PEI Zhi-jun,CHEN Shan-shan

（SchoolofPublicAdministration,ZhejiangUniversityofFinance&Economics,Hangzhou310018,China）

The election of rural female villagers is the driving force of the whole social and political progress. Based on the data of some rural women in Jiangxi Province, this paper studies the relationship between family relations, political efficacy and their participation in village level election. The study finds that the female villagers family relationship has a positive effect on political efficacy and electoral participation; and political efficacy has a positive effect on electoral participation enthusiasm; in addition, the female villagers’ intrinsic efficiency and external efficiency influence on electoral participation in each part of the intermediary role; the influence of family relations between political efficacy and external electoral participation plays a moderating role.

family relationship; political efficacy; female villagers; electoral participation

2016-12-28

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.02.014

國家社會科學基金項目（16BSH080）

裴志軍（1972—），男，浙江開化人，浙江財經大學公共管理學院教授，主要研究方向為農村政治。E-mail:mrpei5725@sohu.com

D422.6

A

1672-0202（2017）02-0129-11