當(dāng)前農(nóng)村婦女政治參與現(xiàn)狀及影響因素研究
——基于全國1036位婦女農(nóng)戶數(shù)據(jù)的回歸分析

方帥

(華中師范大學(xué) 中國農(nóng)村研究院，湖北 武漢 430079)

2017年黨的十九大報(bào)告提出實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，這為我國農(nóng)村的未來發(fā)展指明了方向。2018年中央一號(hào)文件更是就如何在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略指引下更好地推進(jìn)新時(shí)代“三農(nóng)”工作做了全面部署。占人口半數(shù)的農(nóng)村婦女作為鄉(xiāng)村振興的重要力量，其參與村莊治理的程度和效度在很大意義上反映了農(nóng)村社會(huì)的發(fā)展水平。目前，學(xué)界對(duì)于農(nóng)村婦女的政治參與研究主要可以歸納為三個(gè)方面：一是對(duì)農(nóng)村婦女政治參與的變化研究。以田小泓為代表的學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)村婦女的政治參與正由制度安排的變化所導(dǎo)致的婦女在政治保護(hù)下的被動(dòng)等待轉(zhuǎn)向競(jìng)爭(zhēng)體制下的主動(dòng)參與的模式轉(zhuǎn)換[1]。二是對(duì)農(nóng)村婦女尤其是農(nóng)村留守婦女政治參與的影響因素研究。有學(xué)者認(rèn)為影響留守婦女村莊政治參與的因素主要為個(gè)體因素，如其閑暇時(shí)間、健康狀況等[2]。三是完善農(nóng)村婦女政治參與的對(duì)策性研究。學(xué)者們一般認(rèn)為，要改善農(nóng)村婦女政治參與的狀況，應(yīng)該從提高農(nóng)村婦女素質(zhì)[3]、構(gòu)建農(nóng)村婦女權(quán)益保障體系[4]、建立政策與法律相支撐的剛性制度供給[5]等方面著手。然而，在當(dāng)前農(nóng)村社會(huì)加速轉(zhuǎn)型過程中，我國農(nóng)村婦女的政治參與現(xiàn)狀究竟如何，在個(gè)體因素基礎(chǔ)上還有哪些因素影響著農(nóng)村婦女的政治參與行為，當(dāng)前學(xué)界對(duì)此研究較少，更鮮有大樣本的實(shí)證調(diào)查進(jìn)行研究論證。一般而言，學(xué)者們認(rèn)為影響農(nóng)民政治參與的要素主要有農(nóng)民的政治效能感[6]、生活滿意度[7]、經(jīng)濟(jì)利益[8-9]和文化知識(shí)[10]等。鑒于此，本文結(jié)合既有的研究經(jīng)驗(yàn)，以調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，擬從人口結(jié)構(gòu)、家庭因素和社會(huì)因素等三方面對(duì)農(nóng)村婦女政治參與影響因素進(jìn)行深入分析與探討，進(jìn)而為引導(dǎo)農(nóng)村婦女積極參與村莊政治生活提出可行性的對(duì)策與建議。

一、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院“百村十年觀察”項(xiàng)目組2017年對(duì)全國31個(gè)省、市和自治區(qū)3844位農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，其中女性受訪者農(nóng)戶為1036位。

樣本特征如下：在1036位有效樣本中，分布于東部地區(qū)農(nóng)村的占比為23.36%、中部地區(qū)的占比為48.36%、西部地區(qū)的占比為28.26%。從民族差異看，漢族婦女農(nóng)民占比86.78%、少數(shù)民族婦女農(nóng)民占比為13.22%；從年齡分布看，60歲及以上的婦女農(nóng)民占比30.89%，50-59歲的占比33.59%，40-49歲的占比25.10%，30-39歲及30歲以下的農(nóng)民累計(jì)占比10.42%；從政治面貌分析，黨員婦女農(nóng)民占比10.96%、非黨員占比89.04%；從婚姻狀況與宗教信仰看，已婚農(nóng)民占比84.17%、其他占比為15.83%，有宗教信仰的農(nóng)民占比7.67%、無宗教信仰的農(nóng)民占比92.33%；從受教育水平分析，小學(xué)和初中學(xué)歷的農(nóng)民比重最多，占比分別為38.07%和32.66%。

表1 樣本婦女農(nóng)戶的基本特征(單位：%，人)

(二)變量設(shè)置與概念化操作

1.因變量。本項(xiàng)研究的因變量為農(nóng)村婦女的政治參與，通過問卷中“您參加過村民會(huì)議或村民代表大會(huì)嗎”進(jìn)行測(cè)量，答案設(shè)置為“經(jīng)常參加”、“偶爾參加”、“從不參加”和“沒有召開過”?；谘芯康男枰蕹诉x項(xiàng)為“沒有召開過”的樣本，并將其余三個(gè)選項(xiàng)合并為兩個(gè)選項(xiàng)：“經(jīng)常參加”、“偶爾參加”定義為“參加”，并賦值為1；“從不參加”定義為“不參加”，賦值為0。

2.自變量。借鑒農(nóng)村婦女政治參與的相關(guān)研究，本文的自變量包括核心變量和控制變量兩部分，其中核心變量為家庭結(jié)構(gòu)因素和社會(huì)外部因素。家庭結(jié)構(gòu)因素中的統(tǒng)計(jì)量包括：(1)家庭年收入：此為數(shù)值型變量(取對(duì)數(shù))；(2)家庭類型：以“核心家庭”為參照系，分別將“主干家庭”、“擴(kuò)大家庭”、“空巢家庭”重新編碼為“1=是，0=否”。針對(duì)社會(huì)外部因素，筆者認(rèn)為農(nóng)村婦女的政治參與可能受現(xiàn)實(shí)要素影響，如村干部的工作績效、工作方式、以及農(nóng)村婦女所處地區(qū)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境等，因此，在這里提出研究假設(shè)：農(nóng)村婦女的政治參與受其個(gè)體對(duì)村干部工作績效而形成的主觀滿意度與地區(qū)間客觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異的影響。結(jié)合問卷題項(xiàng)，擬采取“農(nóng)村婦女對(duì)村干部工作滿意度”和“地區(qū)差異”兩個(gè)指標(biāo)：(1)對(duì)村干部工作滿意度：答案設(shè)置遵循里克特量表等級(jí)遞增原則，分別為“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”，并依次編碼賦值為“1-5”；(2)地區(qū)差異：以西部地區(qū)為參照系，分別將“東部地區(qū)”、“中部地區(qū)”重新編碼為“1=是，0=否”。

3.控制變量。根據(jù)以往的相關(guān)研究，本文選取的控制變量主要為人口學(xué)變量：(1)年齡：此為連續(xù)變量。同時(shí)，為了在回歸模型中考察是否具有曲線關(guān)系，還新增了“年齡平方”變量；(2)民族：以“少數(shù)民族”為參照系，根據(jù)是否為“漢族”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(3)健康狀況：以“健康狀況差”為參照系，依據(jù)是否“健康”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(4)政治面貌：以“非黨員”為參照系，依據(jù)是否是“黨員”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(5)宗教信仰：以“有宗教信仰”為參照系，依據(jù)是否“信仰宗教”將其重新編碼為“1=不信仰，0=信仰”；(6)教育水平：此為連續(xù)變量；(7)婚姻狀況：將“喪偶”等其他情況剔除，以“未婚”為參照系，根據(jù)是否“已婚”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(8)職業(yè)：?jiǎn)柧砉苍O(shè)置有9個(gè)選項(xiàng)，通過將“農(nóng)民工”、“雇工階層(短期工作)”等8個(gè)選項(xiàng)合并，定義為“非農(nóng)勞動(dòng)者”，以此為參照系，根據(jù)是否為“農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(9)外出頻率：答案分別設(shè)置為“沒有、很少、一般、較多、經(jīng)?！?，并依次編碼賦值為“1-5”。

(三)模型建構(gòu)

由于研究的是多個(gè)自變量與一個(gè)因變量的關(guān)系且因變量為二分類變量，因此采用二元logistic回歸模型[11]。根據(jù)分析，以農(nóng)村婦女政治參與為因變量，以人口結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)、社會(huì)外部因素作為自變量，農(nóng)村婦女在“參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”與“不參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”之間進(jìn)行選擇的概率由三個(gè)因素決定，以此建立農(nóng)村婦女政治參與實(shí)證模型，即：

政治參與=f(人口結(jié)構(gòu)，家庭結(jié)構(gòu)，社會(huì)外部因素)

(1)

將“參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”定義為y=1，將“不參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”定義為y=0。假設(shè)y=1的概率為p，則y的概率函數(shù)為：

P{Y=k}=pk(1-p)i-k,k=0,1

(2)

模型基本形式為：

(3)

在公式(3)中，pi表示農(nóng)村婦女參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議的概率，i表示農(nóng)村婦女編號(hào)，j表示影響因素編號(hào)，βj為第j個(gè)影響因素的回歸系數(shù)，m表示影響這一概率的因素個(gè)數(shù)，xij為自變量，表示第i個(gè)農(nóng)村婦女的第j種影響因素，α表示回歸截距。

二、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性分析

1.對(duì)村莊事務(wù)的關(guān)注度。由表2(括號(hào)內(nèi)為有效樣本數(shù)，下表同理)可知，2017年受訪者表示“關(guān)注村務(wù)或財(cái)務(wù)公開”的占比為65.08%，而對(duì)比表示“不關(guān)注”的占比為34.92%，低于前者30.16%；從歷時(shí)性去看，2013年農(nóng)村婦女“關(guān)注村務(wù)或財(cái)務(wù)公開”的占比為59.21%，比2017年低5.89%。郭君平等在2016年利用蘇、遼、贛、寧、黔五省調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村婦女對(duì)政治參與持偏好態(tài)度的占比為66.49%[12]，與本文結(jié)果差異不大。就“是否知道村主任是誰”這一問題，2017年受訪者表示“知道”的占比為95.56%，高于2013年3.97%，而表示“不知道”的僅占4.44%。總體來看，當(dāng)前我國農(nóng)村婦女總體上較為關(guān)注村莊公共事務(wù)，且對(duì)此關(guān)注的農(nóng)村婦女人數(shù)不斷增加。

2.對(duì)村莊事務(wù)的參與度。2016年郭君平等[12]調(diào)研發(fā)現(xiàn)農(nóng)村婦女政治參與比例為55.22%，且從區(qū)域差異看自東向西遞減，占比分別為72.11%、37.31%和36.45%。但本研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村婦女的政治參與度遠(yuǎn)高于郭君平發(fā)現(xiàn)的參與度，且區(qū)域差異自東向西呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)。2017年在受訪農(nóng)村婦女中，表示“參加過村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”的占比為67.25%，高于郭君平發(fā)現(xiàn)的數(shù)據(jù)12.03%，“未參加過”的占比32.75%。從地區(qū)分布看，2017年受訪農(nóng)村婦女表示“參加過村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”的自東向西占比分別為59.64%、65.65%、75.79%，且2013年同樣呈現(xiàn)出此種趨勢(shì)。這可能是由于東部地區(qū)農(nóng)村婦女相對(duì)于中西部農(nóng)村婦女而言，受牽制性因素影響較大。此外，由表3可以看出，2017年農(nóng)村婦女的政治參與度比2013年(54.27%)高出12.98個(gè)百分點(diǎn)。這就意味近五年來我國農(nóng)村婦女參與村莊政治生活的比重在增加，其權(quán)利意識(shí)也在逐漸增強(qiáng)。

表2 2017年與2013年農(nóng)村婦女對(duì)村務(wù)的關(guān)注度統(tǒng)計(jì)(單位：%，人)

表3 2017年與2013年農(nóng)村婦女參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議統(tǒng)計(jì)(單位：%，人)

3.農(nóng)村婦女政治關(guān)注度與參與度的邏輯關(guān)系。在2013年544個(gè)有效樣本中，關(guān)注村莊事務(wù)的農(nóng)村婦女同時(shí)參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議的占比為76.44%，而不關(guān)注村莊事務(wù)的農(nóng)村婦女同時(shí)不參加村民會(huì)議或村民代表會(huì)議的占比為61.03%。進(jìn)一步去看，在2017年698個(gè)有效樣本中，關(guān)注村莊事務(wù)與參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議完全自洽者占比為84.18%，高于2013年7.74%。這就意味著農(nóng)村婦女的政治參與態(tài)度與政治參與行為可能具有一定的相關(guān)性，且這種相關(guān)性的趨勢(shì)越來越顯著。

(二)回歸模型估計(jì)結(jié)果

本文借助SPSS統(tǒng)計(jì)軟件，運(yùn)用二元logistic回歸模型對(duì)當(dāng)前農(nóng)村婦女政治參與影響因素進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)，為了厘清人口結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)和社會(huì)外部因素對(duì)農(nóng)村婦女政治參與的影響情況，采取解釋變量遞進(jìn)回歸方式建立了三個(gè)模型，且三個(gè)模型均通過了顯著性水平檢驗(yàn)(Sig.=0.000)，其中，模型1擬合優(yōu)度(R方)為11.7%，模型2擬合優(yōu)度為12.6%，模型3擬合優(yōu)度為17.4%?？傮w來看，該模型被證實(shí)有效。

表4 2017年與2013年農(nóng)村婦女政治關(guān)注度與參與行為統(tǒng)計(jì)(單位：%)

模型1表明，年齡、民族狀況、政治面貌與外出頻率等因素對(duì)農(nóng)村婦女政治參與的影響均具有顯著性。其中，年齡與農(nóng)村婦女政治參與呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，由表5可見，年齡的回歸系數(shù)(0.114)為正值，而年齡平方的回歸系數(shù)(-0.106)為負(fù)值，因此二者呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，即隨著年齡的增長，農(nóng)村婦女的政治參與率逐漸增加，但到了一定年齡后，其又會(huì)隨著年齡的增長而降低。從民族去看，少數(shù)民族農(nóng)村婦女相對(duì)于漢族而言參與農(nóng)村政治生活的情況更好，可能由于少數(shù)民族農(nóng)村婦女受傳統(tǒng)民族習(xí)俗的影響較大，具有較強(qiáng)的共同體意識(shí)。從政治面貌分析，相比于農(nóng)村非黨員婦女來說，農(nóng)村黨員婦女政治參與率更高，是農(nóng)村非黨員婦女的5.892倍。這可能與其參與機(jī)會(huì)的身份差異有關(guān)，抑或是由于農(nóng)村黨員婦女的責(zé)任意識(shí)較強(qiáng)、政治覺悟較高，且受組織紀(jì)律要求也較嚴(yán)。從與外界接觸分析，外出頻率較高的農(nóng)村婦女參與村莊公共事務(wù)的概率比外出頻率較低的農(nóng)村婦女高1.342倍。究其原因可能是，與外界接觸較多的農(nóng)村婦女視野和思路較為開闊，對(duì)村莊公共事務(wù)的認(rèn)知程度也較強(qiáng)，因此參與性相對(duì)較高。而健康狀況、宗教信仰、教育水平、婚姻狀況和職業(yè)與農(nóng)村婦女的政治參與均無顯著性相關(guān)。

模型2表明，在加入了家庭特征影響因素后，人口結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村婦女政治參與的影響相關(guān)性并未發(fā)生變化，年齡、民族狀況、政治面貌與外出頻率等因素對(duì)農(nóng)村婦女政治參與的影響仍具有顯著性，而健康狀況、宗教信仰、教育水平、婚姻狀況和職業(yè)與農(nóng)村婦女的政治參與均不顯著相關(guān)。在家庭特征因素中，家庭年收入對(duì)農(nóng)村婦女參與村莊政治生活無顯著影響，但相比于家庭年收入少的農(nóng)村婦女而言，家庭年收入多的農(nóng)村婦女參與村莊政治活動(dòng)概率要高1.021倍。從家庭類型分析，擴(kuò)大家庭與農(nóng)村婦女政治參與具有顯著相關(guān)性，而主干家庭和空巢家庭與農(nóng)村婦女政治參與的相關(guān)性并不顯著。但是從回歸系數(shù)去看，擴(kuò)大家庭(-0.661)、主干家庭(-0.323)和空巢家庭(-0.331)農(nóng)村婦女政治參與的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說明核心家庭的農(nóng)村婦女參與村莊政治生活的概率更高。其原因可能是，核心家庭的農(nóng)村婦女個(gè)體獨(dú)立性相對(duì)更強(qiáng)，家庭話語權(quán)相對(duì)更大。

表5 2017年我國農(nóng)村婦女政治參與的二元logistic回歸模型

注：*P≤0.05，**P≤0.01，***P≤0.001。

模型3在模型1和模型2的基礎(chǔ)上增加了社會(huì)外部因素變量，即村集體因素和地理區(qū)位因素。研究發(fā)現(xiàn)，人口學(xué)變量中的年齡、政治面貌和外出頻率對(duì)農(nóng)村婦女政治參與有顯著的正向關(guān)系，而民族因素在此模型中顯示與農(nóng)村婦女政治參與無顯著相關(guān)性，說明該變量對(duì)農(nóng)村婦女政治參與的解釋力并不穩(wěn)定，可能受到新增變量影響。此外，家庭特征對(duì)農(nóng)村婦女政治參與也無顯著影響。從對(duì)村干部工作滿意度去看，農(nóng)村婦女對(duì)村干部工作越滿意，其參與到村莊政治生活的概率越大，即對(duì)村干部滿意度每增加1個(gè)單位，其參與到村莊政治生活的概率就會(huì)增加1.578倍。說明群眾基礎(chǔ)好、村民認(rèn)同度高的村委會(huì)，能有力促進(jìn)農(nóng)村婦女的政治參與行為。從地理要素分析，一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)條件好的地區(qū)村民的政治參與度較高，但事實(shí)也并非如此。由模型估計(jì)可知，地區(qū)因素的確對(duì)農(nóng)村婦女的政治參與有顯著影響，但東部地區(qū)農(nóng)村婦女比西部地區(qū)農(nóng)村婦女的村莊政治參與率要低，中部地區(qū)因素雖與農(nóng)村婦女政治參與無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著相關(guān)，但從回歸系數(shù)(-0.394)為負(fù)值可看出，中部地區(qū)農(nóng)村婦女的村莊政治參與度要低于西部地區(qū)農(nóng)村婦女，但要高于東部地區(qū)農(nóng)村婦女。

三、結(jié)論與啟示

(一)主要結(jié)論

以往研究中農(nóng)村婦女的政治參與多是采取“民主選舉”這一指標(biāo)進(jìn)行考察，這在很大程度上能夠體現(xiàn)出農(nóng)村婦女的政治參與能力與參與意識(shí)，但也有“周期性”、“間接性”等不足，難以有效反映其日常政治行為。研究利用2017年1036位農(nóng)村婦女的樣本數(shù)據(jù)，以“參與村民會(huì)議或村民代表會(huì)議”作為日常政治參與的考察指標(biāo)，運(yùn)用描述性分析和二元logistic回歸模型研究了我國農(nóng)村婦女日常政治參與的現(xiàn)狀與影響因素，部分結(jié)論雖與國內(nèi)外學(xué)者研究結(jié)果類似，但也有新的收獲和發(fā)現(xiàn)。

首先，我國農(nóng)村婦女的政治參與意識(shí)與參與行為在不斷強(qiáng)化。在我國，婦女占農(nóng)村人口的半數(shù)以上，推動(dòng)農(nóng)村婦女了解和實(shí)踐村民自治關(guān)系到中國基層民主建設(shè)的未來[13]。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，近五年來，我國農(nóng)村婦女對(duì)村務(wù)關(guān)注的占比從2013年59.21%上升到2017年的65.08%，與理想狀態(tài)雖還有一定距離，但這一提升足以說明農(nóng)村政治參與的性別差距有所改善，農(nóng)村婦女的政治地位有了顯著提高。

其次，個(gè)體因素中年齡、民族、政治面貌和外出頻率對(duì)農(nóng)村婦女政治參與均呈現(xiàn)出顯著影響。具體而言，農(nóng)村婦女的政治參與度會(huì)隨著年齡的增加而增加，但到了一定年齡后，又會(huì)隨著年齡的增加而降低，在一定程度上符合生物學(xué)上的生命周期論，即特定的年齡節(jié)點(diǎn)做特定的事。在民族、政治面貌和外出頻率方面，少數(shù)民族、黨員、外出頻率高的農(nóng)村婦女參與村莊政治生活的概率相對(duì)要高。意味著當(dāng)前農(nóng)村婦女政治參與的能力和自主意識(shí)在明顯提高[14]。

第三，家庭因素雖與農(nóng)村婦女的政治參與無顯著關(guān)系，但從回歸系數(shù)去看卻能反映一些客觀事實(shí)。其一，家庭年收入越高，農(nóng)村婦女的政治參與度越高；家庭年收入越低，其政治參與度也會(huì)越低。其二，相對(duì)于諸如擴(kuò)大家庭等類型的家庭結(jié)構(gòu)而言，核心家庭的農(nóng)村婦女參與村莊公共事務(wù)的概率更高。這在一定程度上反映了家庭結(jié)構(gòu)向核心化轉(zhuǎn)型能夠釋放出農(nóng)村婦女參政議政的活力。當(dāng)然，這還需要進(jìn)一步的研究探討。

第四，社會(huì)外部要素對(duì)農(nóng)村婦女參與村莊政治生活影響較大。通過回歸模型發(fā)現(xiàn)，村干部的工作效益與農(nóng)村婦女的參政概率呈正相關(guān)性，這也完全符合學(xué)界共識(shí)“一個(gè)個(gè)體的政治效能高，政治參與水平也高”[15]。此外，從地區(qū)因素看，農(nóng)村婦女的政治參與狀況并不與地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平成正比，這與亨廷頓“參與的總體水平趨向于反映社會(huì)—經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平”[16]的論斷并不一致。數(shù)據(jù)顯示，我國中、東部地區(qū)的農(nóng)村婦女較之于西部地區(qū)農(nóng)村婦女而言，其政治參與率相對(duì)較低。

(二)政策啟示

黨的十九大報(bào)告指出要“擴(kuò)大人民有序政治參與”，其中，要使農(nóng)村婦女在政治參與上提質(zhì)增效，根據(jù)本文的實(shí)證研究需要從以下幾點(diǎn)著手：

第一，提高農(nóng)村法治宣傳力度。婦女參政權(quán)是由《村組法》等法律法規(guī)所賦予的，因此，各級(jí)政府應(yīng)創(chuàng)新對(duì)《村組法》等法律法規(guī)的宣傳方式，增強(qiáng)農(nóng)村婦女的政治認(rèn)知，深化其政治參與意識(shí)。同時(shí)，要打破傳統(tǒng)觀念，尤其是要打破性別歧視給農(nóng)村婦女設(shè)置的藩籬，為農(nóng)村婦女參政議政營造良好的社會(huì)環(huán)境。

第二，引導(dǎo)并建立多樣化的社會(huì)組織?！稗r(nóng)民自發(fā)組織起來維護(hù)自身的合法權(quán)益，保證其享有平等參與政治生活的權(quán)利，正是現(xiàn)代公民社會(huì)的應(yīng)有之義?！盵17]不僅如此，以組織為載體，吸納農(nóng)村婦女積極參與，亦能夠有效拓寬其交往范圍，擴(kuò)大農(nóng)村婦女的視野，還能為其輸送更多的外界信息。同時(shí)，以組織為平臺(tái)，農(nóng)村婦女可增強(qiáng)其參與公共事務(wù)的能力，幫助其從家里走進(jìn)村莊，進(jìn)而走向社會(huì)。

第三，從物質(zhì)層面為農(nóng)村婦女參政提供保障。基層政府可考慮以農(nóng)村土地為核心，以三權(quán)分置為契機(jī)，通過借助規(guī)模化、現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式，調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，吸納農(nóng)村婦女就近就地就業(yè)。同時(shí)，建立鄉(xiāng)村從業(yè)人員培訓(xùn)機(jī)制，讓農(nóng)村婦女走上職業(yè)化農(nóng)民的道路，以此減輕其生產(chǎn)生活負(fù)擔(dān)，保障其有余力參與村莊政治生活。

第四，深化農(nóng)村政治體制改革。選好領(lǐng)導(dǎo)得力的村兩委班子、提高其職業(yè)素養(yǎng)，是強(qiáng)化村民認(rèn)同的關(guān)鍵?；鶎诱谔剿骰鶎佑行е卫淼倪^程中，要著重塑造村干部的公信力、提高村干部的服務(wù)意識(shí)和服務(wù)能力，只有如此方能提高農(nóng)村婦女對(duì)村干部工作的滿意度，才能增強(qiáng)其參與村莊公共事務(wù)的熱情。