居民參與農(nóng)村社區(qū)治理主動性行為的影響因素研究*
——基于雅安市465位農(nóng)村社區(qū)居民的調(diào)查

龔 瑩，王 燕※，王雪舜，胥 強

(1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，成都 611130； 2.中共雅安市委農(nóng)工委，四川雅安 625000)

0 引言

黨的“十九大”提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，建立德治、法治、自治的鄉(xiāng)村治理體系是其重要內(nèi)容。雅安市在經(jīng)歷“512”大地震和“420”蘆山強烈地震后，迅速開展了抗震自救工作，建設(shè)完成了232個新村聚居點，形成了農(nóng)村社區(qū)，實現(xiàn)了農(nóng)村居民由分散居住向適度規(guī)模居住。雅安市發(fā)布《雅安市新村聚居點管理條例》將村規(guī)民約上升為地方立法，規(guī)范和約束社區(qū)居民的生產(chǎn)生活行為。村規(guī)民約如何依靠村民參與社區(qū)治理的主動性發(fā)生作用，避免其成為一種形式化的規(guī)定，需要增強在落實層面的可操作性，需要探討影響農(nóng)村社區(qū)居民參與社區(qū)主動性行為的主要影響因素，提高農(nóng)村居民參與社區(qū)治理的主動性水平，增強村規(guī)民約在鄉(xiāng)村治理中的法制作用，強化德治對村莊的價值引領(lǐng)。

已有研究證明，主動性行為的影響因素主要包括個體因素和情景因素[1]，目前主動性行為的研究主要是關(guān)系研究[2-4]，突出外在因素對主動性行為研究主體的刺激和影響。一是社區(qū)委員會的組織程度、質(zhì)量以及運用權(quán)力的能力和社區(qū)中是否存在精英團體[5]，對社區(qū)規(guī)范的認同感以及對社區(qū)精神的認同感[6-7]，這些因素都在很大程度上影響著主動性行為，單從主動性行為實施主體的角度出發(fā)，研究其影響因素的甚少。其次，針對居民參與社區(qū)治理影響因素有很多，研究方式上以綜述或定性研究為主，在實地調(diào)查研究中提出影響社區(qū)居民參與社區(qū)治理的因素主要是：經(jīng)濟收入、社會地位、社區(qū)認同、社區(qū)社會資本、公民政治知識和公民公共精神等[8-9]。實證研究中大多學(xué)者都采用了構(gòu)建回歸模型對居民參與社區(qū)治理的影響因素分析[10]。

文章運用強互惠理論將社區(qū)居民分成強互惠者、合作者及自私者3種類型，以FOGG行為理論構(gòu)建分析框架，從行為能力、行為動機和行為觸發(fā)點3個方面分析不同類型的社區(qū)成員參與社區(qū)主動性的影響因素，探尋提高不同類型社區(qū)居民參與治理主動性的路徑。

1 研究假設(shè)

強互惠行為是維持群體合作秩序的重要手段[11-14]。研究采用Bowles和Gintis的研究結(jié)論將社區(qū)居民劃分為強互惠者、自私者和合作者[15]。強互惠者是在社區(qū)中愿意遵循社區(qū)治理規(guī)范和制度，愿意付出一部分成本去懲罰不準守規(guī)范者(卸責(zé)者)，并且不希望通過這種懲罰行為使自己在當(dāng)前或未來獲益。這種利他性懲罰行為被稱為互惠行為。自私者是總是希望分享社區(qū)內(nèi)共同的勞動成果但卻逃避責(zé)任，在社區(qū)內(nèi)存在背叛行為、搭便車行為、逃避責(zé)任行為的人； 合作者是無條件參與社區(qū)治理活動但不會懲罰卸責(zé)者的人。

FOGG行為模型理論[16]，即要實現(xiàn)行為的發(fā)生，需要3個因素：足夠的動機、有能力去轉(zhuǎn)化以及觸發(fā)去轉(zhuǎn)化的因素， 3個因素需要同時滿足才能實現(xiàn)行為的發(fā)生。Fogg總結(jié)的動機主要有愉悅、希望以及被他人接受； 能力包括時間、金錢、體力勞動、腦力勞動、社會壓力和過去的習(xí)慣； 觸發(fā)就是刺激、輔助和信號。[16]

該文依據(jù)雅安農(nóng)村社區(qū)實地調(diào)研數(shù)據(jù)，結(jié)合強互惠理論對社區(qū)居民類型的分類和Fogg行為模型構(gòu)建了農(nóng)村居民參與社區(qū)治理主動性行為影響因素的理論模型框架，并提出研究假設(shè)(以下假設(shè)適用于強互惠者、合作者以及自私者3類社區(qū)居民)：

假設(shè)1：農(nóng)村居民行為動機對其參與社區(qū)治理主動性具有顯著的正向相關(guān)；

假設(shè)2：農(nóng)村居民行為能力對其參與社區(qū)治理主動性具有顯著的正向相關(guān)；

假設(shè)3：農(nóng)村居民行為觸發(fā)對其參與社區(qū)治理主動性具有顯著的正向相關(guān)。

2 數(shù)據(jù)來源和研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文選定了雅安市農(nóng)村社區(qū)的居民進行問卷調(diào)查，選擇雅安市6縣2區(qū)集中居住規(guī)模在50戶以上的新型農(nóng)村社區(qū)居民發(fā)放了465份問卷，共回收問卷450份，問卷回收率為96.7%。剔除了作答不完整，前后邏輯矛盾以及作答不嚴謹傾向的無效問卷38份，最終有效問卷為412份，占回收問卷的91.5%。

社區(qū)居民分類的情景問卷，情景問卷設(shè)置A、B、C選項分別對應(yīng)強互惠者、合作者以及自私者，依據(jù)選項確定居民在社區(qū)內(nèi)的身份，被調(diào)查的居民中，參與的強互惠者有56人，占有效問卷的13.6%； 合作者比例最大共有228人，占55.3%； 自私者128人，占比31.1%。

3類居民都有如下共性的特征：男女比例1∶2； 年齡大多集中在31歲以上，其中41～50歲被調(diào)查農(nóng)戶最多； 超過80%的農(nóng)戶家庭年收入都小于8萬元； 85%以上的居民都是高中以下文化； 在社區(qū)身份主要是普通居民和一般群眾。

2.2 研究方法

農(nóng)村社區(qū)居民參與社區(qū)治理主動性行為影響因素量表的問卷，問卷包含1個效標變量(參與社區(qū)治理主動性行為)、3個預(yù)測變量。3個預(yù)測變量是行為動機、行為能力以及行為觸發(fā)，其中行為動機可測變量是愉悅、希望和別他人接受； 行為能力可測變量是金錢、社會壓力、過去的習(xí)慣、體力和時間； 行為觸發(fā)可測變量是刺激、輔助和信號。量表采用Likert 5級量表進行測量，詳情見表1。

2.3 模型構(gòu)建

該文運用多元線性回歸方法進行研究，居民參與社區(qū)治理主動性行為的模型為：

表1 農(nóng)村社區(qū)居民參與社區(qū)治理主動性行為的影響因素

效標變量預(yù)測變量 可測變量參與社區(qū)治理主動性行為(Y)行為動機(X1)愉悅(D1)希望(D2)被別人所接受(D3)行為能力(X2)金錢(N1)社會壓力(N2)過去習(xí)慣(N3)體力(N4)時間(N5)行為觸發(fā)(X3)刺激(C1)輔助(C2)信號(C3)

表2 強互惠者、合作者和自私者量表的因子旋轉(zhuǎn)載荷矩陣

變量強互惠者量表合作者量表自私者量表行為動機愉悅(D1)0.8160.7990.82希望(D2)0.8480.8460.807被別人所接受(D3)0.900 0.820 0.81行為能力金錢(N1)0.8170.7240.694社會壓力(N2)0.7650.7310.714過去習(xí)慣(N3)0.5550.6670.717體力(N4)0.5010.7030.748時間(N5)0.7360.7350.69行為觸發(fā)刺激(C1)0.8430.7040.702輔助(C2)0.7250.740 0.799信號(C3)0.8490.7970.723主動參與行為Q10.6670.5150.595Q20.5230.5940.547Q30.6910.4880.504累計方差貢獻率74.56966.15965.223KMO0.8220.8820.859Bartlett462.0581241.301668.298Sig0.000 0.000 0.000 提取方法:主成份分析; 旋轉(zhuǎn)方法:Kaiser 標準化最大方差法

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+βnXn+ε

(1)

式(1)中，Y是效標變量，表示居民參與社區(qū)治理主動性行為；Xi(i=1， 2， 3)分別是行為動機、行為能力和行為觸發(fā)；β1、β2、β3、表示預(yù)測變量的系數(shù)；β0表示常數(shù)；ε表示殘差。

3 研究結(jié)果及分析

3.1 樣本信度檢驗

該研究采用Cronbach′sα一致性系數(shù)α來分析信度，選擇0.8作為凈化測量項目的依據(jù)。強互惠者的農(nóng)村居民參與社區(qū)治理主動性的影響因素量表Cronbach′sα信度系數(shù)為0.904； 合作者Cronbach′sα信度系數(shù)為0.878； 自私者Cronbach′sα信度系數(shù)為0.866， 3個量表Cronbach′sα值均大于0.8，因此整個問卷信度都達到了接受水平，樣本數(shù)據(jù)可靠性較高。

3.2 樣本效度檢驗

以因子分析法來驗證該研究各量表的結(jié)構(gòu)效度，強互惠者、合作者和自私者量表的結(jié)構(gòu)效度比較好，由表中數(shù)據(jù)可以看出其KMO樣本測度值都大于0.8，同時Bartlett半球體檢驗都小于0.001，運用主成分分析法進行因素分析后得到的因素結(jié)構(gòu)，各因子的載荷及因素分析的各項指標見表2。分析結(jié)果表明強互惠者、合作者和自私者量表結(jié)果識別與問卷變量分類基本一致，說明量表在理論邏輯上具有較強的合理性，累計方差貢獻率均超過60%。

3.3 多元回歸分析

在進行多元回歸分析前，為了驗證理論框架的合理性，分別對強互惠者、合作者和自私者的行為動機、行為能力、行為觸發(fā)以及參與主動性行為進行雙變量相關(guān)分析，得到了強互惠者、合作者以及自私者參與社區(qū)治理的行為動機、行為能力、行為觸發(fā)以及主動性行為4個變量是彼此獨立，又相互相關(guān)，且顯著性(雙側(cè))都小于0.05，具有顯著意義。

在多元線性回歸的過程中，將采用逐步多元線性回歸分析，逐步將變量放入模型中進行檢驗，最終得到變量的最佳回歸方程。

表3 強互惠者、合作者以及自私者逐步多元回歸分析

居民角色變量未標準化系數(shù)標準化系數(shù)BetatSigR2F值B標準誤差強互惠者(常量)-0.6930.401-1.7270.090.73748.466行動動機0.420.0770.4245.4820行為能力0.4990.1110.3964.4870行為觸發(fā)0.2880.0840.2893.4150.001合作者(常量)-0.0170.256-0.0650.9480.49372.605行動動機0.3130.050.3366.3210行為能力0.3220.0710.254.510行為觸發(fā)0.4070.0630.3366.4230自私者(常量)-0.4490.275-1.630.1060.53747.898行動動機0.1960.0630.2023.1410.002行為能力0.5030.0850.4295.9480行為觸發(fā)0.3830.0840.3194.550

在強互惠者回歸模型中R2為0.737， 3個變量能夠解釋主動性行為中73.7%的變異。行為動機、行為能力、行為觸發(fā)Beta值分別為0.424、0， 396、0.289，且Sig值都小于0.05，強互惠者最終回歸方程表達式：Y強=0.424X1+0.396X2+0.289X3，表明對于強互惠者來說行為動機、能力和觸發(fā)與主動性行為都具有顯著的正向關(guān)系，其中行為動機影響程度最大，依次為行為能力和行為觸發(fā)。

在合作者回歸模型中R2為0.493， 3個變量能夠解釋主動性行為中49.3%的變異。行為動機、行為能力、行為觸發(fā)Beta值分別為0.336、0.250、0.336，且Sig值都小于0.05，合作者最終回歸方程表達式：Y合=0.366X1+0.250X2+0.336X3，表明對于合作者來說行為動機、能力和觸發(fā)與主動性行為都具有顯著的正向關(guān)系，其中行為動機和行為觸發(fā)影響程度重大且相同，行為能力次之。

在自私者回歸模型中R2為0.537， 3個變量能夠解釋主動性行為中53.7%的變異。行為動機、行為能力、行為觸發(fā)Beta值分別為0.202、0.429、0.319，且Sig值都小于0.05，自私者最終回歸方程表達式：Y自=0.202X1+0.429X2+0.319X3，表明對于自私者來說行為動機、能力和觸發(fā)與主動性行為都具有顯著的正向關(guān)系，其中行為能力影響程度第一，依次為行為觸發(fā)和行為動機。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

通過分析結(jié)果看出，強互惠者、合作者以及自私者的行為動機、行為能力、行為觸發(fā)與參與主動性行為都具有顯著的正向相關(guān)。

(2)居民作為強互惠者或者合作者，都主要受到行為動機因素影響，但前者希望對不遵守社區(qū)規(guī)范的人懲罰，后者則相反。比較兩者行為動機的影響系數(shù)，強互惠者影響程度更大，但在社區(qū)內(nèi)強互惠者比例較少，合作者在社區(qū)內(nèi)比例更大。

(3)居民作為合作者，行為觸發(fā)影響程度和行為動機一樣，外界的刺激、輔助以及信號是其發(fā)生主動性行為的關(guān)鍵因素。

(4)居民作為自私者，行為能力影響程度遠遠高于其他兩個因素，自私者的主動性行為著重于自身是否有能力去參與。這個能力包括了金錢、時間、體力能力、過去習(xí)慣和社會壓力。

4.2 建議

(1)構(gòu)建強互惠者認可機制，穩(wěn)定其強互惠行為發(fā)生。強互惠者參與社區(qū)治理的主動性最強，會對群體內(nèi)不合作者、卸責(zé)者進行懲罰，懲罰行為本身為其提供了彌補高懲罰成本的效用滿足。參與社區(qū)治理的行為動機是依靠懲罰不遵守規(guī)范的人獲得的內(nèi)心滿足而受到的激勵，雖然社區(qū)內(nèi)強互惠者比例較少，但強互惠者可以憑借其社會地位、經(jīng)濟地位、激起群體中其他成員共同對不合作者的輿論壓力或社會經(jīng)濟壓力的鼓動力借以懲罰不合作者、卸責(zé)者，在一定程度上維持社區(qū)穩(wěn)定性。因此需要構(gòu)建對強互惠者的認可機制，讓強互惠者感知其行為是有助于社區(qū)發(fā)展的，穩(wěn)定持續(xù)在社區(qū)內(nèi)產(chǎn)生強互惠行為。

(2)增強合作者責(zé)任感，提升其參與社區(qū)治理高度。合作者在社區(qū)中占比最多且參與社區(qū)治理的主動性強，但是合作者不會懲罰社區(qū)內(nèi)搭便車或者背叛的人，即使合作者可以在社區(qū)內(nèi)一直維持社區(qū)治理參與的主動性，但也體現(xiàn)了缺乏對社區(qū)的責(zé)任感，以及參與的高度和深度不夠。因此需要采取積極的措施樹立他們主人翁意識，增強他們社區(qū)責(zé)任感，并提升居民參與的高度。改變單一的居民參與方式，豐富參與方式和方法，下放更多權(quán)利，引導(dǎo)合作者多思考，多發(fā)表，多主動，多主見。

(3)構(gòu)建與合作者良好互動關(guān)系，消除信息不對稱誤會。合作者是社區(qū)的中堅力量，是居民中數(shù)量最大也最穩(wěn)定的人群，合作者具有參與社區(qū)治理的主動性，但在社區(qū)治理中因為人數(shù)眾多常常會出現(xiàn)傳達和溝通失誤的問題，信息接收不全面以及信息不對稱等原因都會阻礙了合作者的參與。外界的刺激、輔助和信號會增加合作者參與社區(qū)治理的主動性，因此需要構(gòu)建從上至下、從下至上的良好的互動關(guān)系。首先，加強對社區(qū)治理活動以及參與途徑的宣傳，宣傳落實到社區(qū)內(nèi)各個層級，并動員鼓勵參與； 其次，建立長效的交流溝通機制，多聽取居民意見，并鼓勵踴躍提出意見，共同參與社區(qū)治理。

(4)多方位引導(dǎo)自私者參與，確保社區(qū)工作開展。自私者總是希望分享社區(qū)內(nèi)共同的勞動成果但卻逃避責(zé)任，長期以往損壞社區(qū)公平正義，當(dāng)務(wù)之急需要將社區(qū)內(nèi)自私者轉(zhuǎn)變?yōu)楹献髡?，甚至強互惠者。因此需要提高自私者參與社區(qū)治理主動性行為的能力，能力因素涉及到五大方面，過去的習(xí)慣和體力是由自私者自己控制，金錢和社會壓力和時間是可以協(xié)調(diào)改變的。首先，加大社區(qū)治理活動的專項資金支出，并確保經(jīng)費落實到民； 其次，合理規(guī)劃參與事宜，避開農(nóng)忙和工作時間，確保自私者的出席； 最后，朋友、家人等適度增加要求自私者參與社區(qū)治理活動的壓力。