政治效能感、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)地整治農(nóng)戶參與意愿的影響研究

徐 雯，趙 微

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

1 引言

新時(shí)代背景下，農(nóng)地整治已成為助力精準(zhǔn)扶貧、實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要支撐與保障。長(zhǎng)期以來(lái)，多數(shù)農(nóng)地整治自上而下運(yùn)行，農(nóng)戶常被排除在決策與實(shí)施過(guò)程之外[1]，一定程度上導(dǎo)致決策不完善、規(guī)劃設(shè)計(jì)不合理、工程質(zhì)量低下等問(wèn)題，甚至引發(fā)土地沖突[2]。近年來(lái)，各級(jí)政府陸續(xù)出臺(tái)政策文件為農(nóng)戶參與整治提供制度保障，并在實(shí)踐中形成了“社區(qū)自治”“農(nóng)民自建”“公私合作”等參與式整治模式。但由于制度不完善、信息不透明、渠道不暢通等客觀原因，加之農(nóng)戶認(rèn)知水平有限，整體上農(nóng)戶參與意愿普遍不高[3]，容易導(dǎo)致參與流于形式，直接影響了農(nóng)地整治績(jī)效，因此研究農(nóng)戶參與意愿的影響因素具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

圍繞農(nóng)戶參與農(nóng)地整治,學(xué)界展開(kāi)了多角度廣泛、深入的研究。從社會(huì)學(xué)角度，學(xué)者基于社會(huì)資本理論揭示了信任、情景、互動(dòng)、網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范等因素的影響[4]；基于嵌入性社會(huì)結(jié)構(gòu)理論分析了村莊特征、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、政府支持等嵌入因素的影響[1]。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度，學(xué)者構(gòu)建了完全信息動(dòng)態(tài)合作博弈模型，研究農(nóng)戶參與的影響因素[5]；運(yùn)用制度構(gòu)成理論，分析了正式制度和非正式制度對(duì)參與意愿的影響[6]；運(yùn)用交易費(fèi)用理論，驗(yàn)證了交易費(fèi)用是影響參與意愿向參與行為轉(zhuǎn)化的顯著因素[7]。從心理學(xué)角度，學(xué)者運(yùn)用計(jì)劃行為理論分析了行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺(jué)等因素的影響[3]；基于感知價(jià)值理論，從預(yù)期收益和預(yù)期成本兩方面分析了參與意愿的影響因素[8]。通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，目前多數(shù)研究視角較單一，尤其基于政治學(xué)角度的研究較為少見(jiàn)。雖有學(xué)者分析了政治信任對(duì)參與意愿的影響，卻是將該因素劃歸為社會(huì)資本范疇[4]。然而，農(nóng)地整治作為典型的農(nóng)村公共產(chǎn)品供給形式，農(nóng)戶參與是政府賦予農(nóng)戶參加農(nóng)村公共事務(wù)決策與管理權(quán)力的過(guò)程，其實(shí)質(zhì)是公民有序的政治參與。政治效能感作為一種政治態(tài)度，會(huì)影響公民政治參與的意愿、強(qiáng)度、歸因方式及行為選擇[9]。因而，研究農(nóng)戶參與農(nóng)地整治的意愿，不可忽略政治效能感這一因素?；诖?，本文將從政治學(xué)角度切入，提出政治效能感作為農(nóng)戶參與意愿關(guān)鍵影響因素這一重要假設(shè)，并結(jié)合社會(huì)學(xué)、心理學(xué)相關(guān)理論，全面闡釋農(nóng)地整治農(nóng)戶參與意愿的影響因素及其作用機(jī)理。

2 理論分析

2.1 政治效能感與參與意愿

政治學(xué)將政治參與界定為公民或其團(tuán)體試圖影響和推動(dòng)政治系統(tǒng)決策過(guò)程的活動(dòng)[10]，農(nóng)戶參與整治促使政府與有關(guān)單位回應(yīng)其權(quán)益訴求，故可能影響、改變農(nóng)地整治決策方式或運(yùn)行規(guī)則，是典型政治參與行為。政治效能感是公民認(rèn)為其政治行為對(duì)政治過(guò)程能夠產(chǎn)生影響力的感覺(jué)或者信念[9]。LANE將政治效能感區(qū)分為內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感兩個(gè)層面，BALCH則通過(guò)實(shí)證研究支持了這一觀點(diǎn)[9]。他們認(rèn)為：內(nèi)在政治效能感，指?jìng)€(gè)人自認(rèn)為對(duì)政治過(guò)程的認(rèn)知能力和對(duì)政府具有的影響力；外在政治效能感，指?jìng)€(gè)人自認(rèn)為政府會(huì)對(duì)其要求有所回應(yīng)或重視程度[9]。實(shí)踐中，當(dāng)農(nóng)戶感到自己能夠影響政府行為、政府會(huì)對(duì)其權(quán)益訴求有所回應(yīng)時(shí)，才會(huì)愿意參與政治活動(dòng)。政治效能感作為農(nóng)戶重要的政治態(tài)度對(duì)其政治行為具有一定影響作用，是預(yù)測(cè)其參與整治意愿的重要變量之一。研究證明[10-13]，政治效能感較高時(shí)個(gè)體政治參與較積極，但也有學(xué)者認(rèn)為政治效能感處于適中狀態(tài)時(shí)可獲得可觀的政治參與?？梢?jiàn)，政治效能感與政治參與的聯(lián)系在不同情景中有不同呈現(xiàn)。據(jù)此，提出研究假設(shè)：政治效能感顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿（H1）。

2.2 社會(huì)資本與參與意愿

嵌入性社會(huì)結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為個(gè)體行為受社會(huì)關(guān)系制約，即農(nóng)戶參與整治的意愿并非孤立產(chǎn)生，而是形成于一定村莊社會(huì)環(huán)境中，嵌入到特定社會(huì)資本里[1]。PUTNAM將社會(huì)資本概念引入到公共政策與民主治理領(lǐng)域，將其界定為社會(huì)組織的特征[15]。學(xué)者們對(duì)此內(nèi)涵的認(rèn)知?jiǎng)t逐漸向信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)等方面收斂。同時(shí)，由此三個(gè)維度可闡釋社會(huì)資本與政治參與間的相關(guān)性[14]：信任是對(duì)遵守或破壞網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范所做出的回報(bào)與懲罰，是政治參與的基礎(chǔ)。只有形成信任關(guān)系農(nóng)戶才愿與他人合作，才愿參與整治項(xiàng)目的決策和管理；規(guī)范是參與社會(huì)生活的行為準(zhǔn)則和人類的社會(huì)生活模式，是政治參與的保障。只有權(quán)力、行為受到約束，農(nóng)戶才能切實(shí)享有民主參與權(quán)，其權(quán)益才能得以表達(dá)和實(shí)現(xiàn)，參與整治的意愿才會(huì)加強(qiáng)；網(wǎng)絡(luò)是個(gè)人、集體間形成的獨(dú)特聯(lián)系，是政治參與的載體。借助社會(huì)網(wǎng)絡(luò)或以組織形式參與整治，可降低參與成本，獲得更多整治收益，參與意愿由此增強(qiáng)。研究證實(shí)，農(nóng)戶社會(huì)資本指數(shù)同參與整治程度正相關(guān)[4]；社會(huì)資本對(duì)參與行為有正向嵌入性影響[1]；社會(huì)資本是公眾參與優(yōu)化的充要條件[15]，是村民政治參與的載體[11]等。據(jù)此，提出研究假設(shè)：社會(huì)資本與農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿正相關(guān)（H2）。

2.3 政治效能感、社會(huì)資本與參與意愿

政治效能感、社會(huì)資本會(huì)分別對(duì)農(nóng)戶參與意愿產(chǎn)生深刻影響，BANDURA的社會(huì)認(rèn)知理論則為兩者共同發(fā)揮效用提供了邏輯分析框架。社會(huì)認(rèn)知理論屬于社會(huì)心理學(xué)范疇，強(qiáng)調(diào)環(huán)境、認(rèn)知、行為三者間的交互關(guān)系，認(rèn)為行為選擇由認(rèn)知思維所支配、引導(dǎo)，環(huán)境條件能夠制約、修正個(gè)體行為，即內(nèi)在認(rèn)知思維與外部環(huán)境因素共同決定個(gè)體行為[16]。認(rèn)知思維中，效能信念處于核心地位，是能動(dòng)性的基礎(chǔ)[17]。在中國(guó)鄉(xiāng)村，社會(huì)資本作為日益分化的農(nóng)戶的聯(lián)系紐帶，最能反映農(nóng)戶所處的社會(huì)環(huán)境。因而，農(nóng)戶參與整治作為一種政治參與行為，政治效能感是其參與意愿形成的內(nèi)在動(dòng)力，社會(huì)資本則是外部約束條件。據(jù)此，提出研究假設(shè)：農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿受政治效能感和社會(huì)資本的共同影響（H3）。

社會(huì)認(rèn)知理論還指出認(rèn)知與思維形成于環(huán)境中，受到環(huán)境調(diào)整[18]，即環(huán)境條件變化會(huì)刺激認(rèn)知思維發(fā)展，不同認(rèn)知思維水平又導(dǎo)致個(gè)體行為差異?？梢哉f(shuō)，外部環(huán)境對(duì)個(gè)體行為的影響部分經(jīng)由認(rèn)知思維實(shí)現(xiàn)，認(rèn)知在環(huán)境對(duì)行為的影響中起中介作用。研究證實(shí)[11-13]，信任能增強(qiáng)個(gè)體對(duì)政治與公共政策的回應(yīng)感；規(guī)范導(dǎo)致的互惠預(yù)期能促進(jìn)個(gè)體政治效能感；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能降低政治參與成本，提升政治參與能力和興趣；政治效能感在社會(huì)資本對(duì)自治參與的影響中起中介作用。據(jù)此，提出研究假設(shè)：政治效能感在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中起中介作用（H4）；內(nèi)在政治效能感在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中起中介作用（H4a）；外在政治效能感在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中起中介作用（H4b）。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

探究農(nóng)戶參與意愿的影響機(jī)理，有助于完善現(xiàn)有的農(nóng)戶參與模式，更是改革傳統(tǒng)自上而下整治模式的重要切入點(diǎn)，可為政府制定有效、可行的農(nóng)戶參與制度提供科學(xué)依據(jù)。為使研究結(jié)論更具針對(duì)性，本文將圍繞傳統(tǒng)農(nóng)地整治模式下的農(nóng)戶參與意愿展開(kāi)實(shí)證分析。

湖北省作為全國(guó)重要糧食生產(chǎn)基地，正大力推動(dòng)農(nóng)地整治且效果顯著。荊門(mén)、宜昌、黃岡三地多由政府主導(dǎo)整治，與當(dāng)?shù)厣鐣?huì)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境結(jié)合后形成了各自特色，作為研究區(qū)域具有一定代表性。調(diào)研人員于2017年4月25日—5月3日、8月4—9日對(duì)調(diào)查區(qū)域開(kāi)展隨機(jī)抽樣調(diào)查，回收有效樣本504份。問(wèn)卷內(nèi)容涉及受訪者及家庭基本特征、參與整治意愿、政治效能感和社會(huì)資本4個(gè)方面。受訪對(duì)象中男性占88.3%；年齡分布在26～85歲，以50～70歲人群為主；文化程度普遍較低，多為小學(xué)及初中文化；家庭規(guī)模較小，人口總數(shù)多為4～6人；59.9%的家庭以農(nóng)業(yè)收入為主，40.1%的家庭以非農(nóng)收入為主。

3.2 變量測(cè)量

農(nóng)戶在農(nóng)地整治中的政治效能感，可解釋為農(nóng)戶對(duì)自身影響農(nóng)地整治可能性的主觀認(rèn)知，包括對(duì)自己能了解、影響農(nóng)地整治實(shí)施的能力評(píng)估，對(duì)政府及官員回應(yīng)、重視其整治訴求的可能性評(píng)估。依據(jù)前文對(duì)兩個(gè)維度的劃分和界定，設(shè)置以下題項(xiàng)：“我了解本村實(shí)施農(nóng)地整治的程序和辦法IPE1”“我能影響村干部在農(nóng)地整治中的態(tài)度和做法IPE2”“我通過(guò)投票能影響農(nóng)地整治中的某些結(jié)果IPE3”3個(gè)題項(xiàng)測(cè)量?jī)?nèi)在政治效能感；“村干部在乎我對(duì)農(nóng)地整治的態(tài)度和看法EPE1”“鄉(xiāng)、鎮(zhèn)政府重視我對(duì)農(nóng)地整治提出的建議并能回應(yīng)我反映的問(wèn)題EPE2”“上級(jí)政府和部門(mén)在制定農(nóng)地整治政策、決策整治方案時(shí)會(huì)考慮農(nóng)民感受EPE3”3個(gè)題項(xiàng)測(cè)量外在政治效能感。

農(nóng)戶在農(nóng)地整治中的社會(huì)資本，可解釋為農(nóng)戶與整治利益相關(guān)者通過(guò)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建的某種特定關(guān)系，是農(nóng)戶在整治中能夠調(diào)動(dòng)且能帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益的一切社會(huì)資源[15]。依據(jù)前文對(duì)三個(gè)維度的劃分和界定，設(shè)置以下題項(xiàng)：“對(duì)農(nóng)地整治相關(guān)政策信任STR1”“對(duì)集體經(jīng)濟(jì)組織信任STR2”“對(duì)整治技術(shù)人員信任STR3”“對(duì)其他村民信任STR4”4個(gè)題項(xiàng)測(cè)量信任；“對(duì)本村凝聚力評(píng)價(jià)SNO1”“對(duì)社會(huì)風(fēng)氣評(píng)價(jià)SNO2”“對(duì)治安狀況評(píng)價(jià)SNO3”3個(gè)題項(xiàng)測(cè)量規(guī)范；“與村干部交往SNE1”“與整治技術(shù)人員交往SNE2”“與集體經(jīng)濟(jì)組織交往SNE3”“與其他村民交往SNE4”4個(gè)題項(xiàng)測(cè)量網(wǎng)絡(luò)。

“參與意愿”指農(nóng)戶愿意參與農(nóng)地整治具體環(huán)節(jié)或相關(guān)事務(wù)的主觀意愿。此外，當(dāng)前中國(guó)農(nóng)民分化日益嚴(yán)重，農(nóng)戶不再是同質(zhì)的經(jīng)濟(jì)主體。農(nóng)戶的土地依賴程度、土地價(jià)值認(rèn)知、土地產(chǎn)權(quán)偏好有著明顯差異[19]，導(dǎo)致其面對(duì)農(nóng)地整治時(shí)表現(xiàn)出不同的參與動(dòng)機(jī)和參與意愿。因而，考慮異質(zhì)性選取文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力作為控制變量。其中，文化程度解釋社會(huì)文化異質(zhì)性，人均收入解釋經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性，生計(jì)脆弱性差異導(dǎo)致農(nóng)戶行為決策分異，抗災(zāi)能力解釋生計(jì)脆弱異質(zhì)性。

問(wèn)卷采用5點(diǎn)Liket記分法對(duì)題項(xiàng)答案進(jìn)行量化，即受訪者從“1 = 非常不愿意/非常不同意、2 = 不愿意/不同意、3 = 一般/說(shuō)不清、4 = 比較愿意/比較同意、5 =非常愿意/非常同意”中選擇最接近個(gè)人主觀感知的一項(xiàng)。參與意愿均值為3.90，說(shuō)明整體上農(nóng)戶參與意愿并不十分強(qiáng)烈。政治效能感均值偏低（3.13），社會(huì)資本均值整體不高（3.41）。由此推斷，調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶政治效能感具有較大提升空間，其社會(huì)資本存量有限；農(nóng)戶低水平的政治效能感和社會(huì)資本可能是制約農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿的重要因素。

3.3 數(shù)據(jù)處理與研究方法

將樣本數(shù)據(jù)依次進(jìn)行探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析及信度效度檢驗(yàn)，以評(píng)估樣本數(shù)據(jù)質(zhì)量，形成變量測(cè)度量表。由于涉及多個(gè)層次變量，故采用化潛為顯的處理方法，即以公因子方差貢獻(xiàn)率占累積方差貢獻(xiàn)率的比重為權(quán)重，按加權(quán)和法得到潛變量測(cè)量值。由研究假設(shè)可知，本文無(wú)需同時(shí)處理多個(gè)因變量和多重中介變量，數(shù)據(jù)處理后所有變量均可顯化，即滿足回歸分析要求。雖然使用顯變量會(huì)低估中介效應(yīng)值，但其檢驗(yàn)中介效應(yīng)的能力強(qiáng)于潛在變量，且顯變量模型的擬合指數(shù)一般較好[20]，故本文采用更為簡(jiǎn)效的回歸分析來(lái)估計(jì)影響效應(yīng)、檢驗(yàn)中介變量。需要說(shuō)明的是，被解釋變量“參與意愿”為有序多分類變量，根據(jù)現(xiàn)有研究，當(dāng)有序多分類回歸方程中因變量等級(jí)數(shù)較多（5等及以上）時(shí)，近似滿足連續(xù)回歸分析假設(shè)，即Logistic回歸與普通線性回歸的差別較小[21]。因而，構(gòu)建多元線性回歸模型進(jìn)行擬合。

根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，農(nóng)戶參與意愿受到政治效能感、社會(huì)資本這兩個(gè)方面因素的影響，回歸模型為：

式（1）中：BI為農(nóng)戶參與意愿；PE、SC為政治效能感類和社會(huì)資本類自變量；CV為控制變量，α為常數(shù)項(xiàng)；β、γ、τ為對(duì)應(yīng)變量的回歸系數(shù)；ε為殘差項(xiàng)。

由理論分析可知，政治效能感可能在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中起中介作用，用下列回歸方程描述三者間的關(guān)系，采用Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)。

式（2）—式（4）中：c為自變量SC對(duì)因變量BI的總效應(yīng)；a為自變量SC對(duì)中介變量PE的效應(yīng)；b為控制了自變量影響后，中介變量對(duì)因變量的效應(yīng)；c'為控制了中介變量影響后，自變量對(duì)因變量的直接效應(yīng)；ab為自變量經(jīng)過(guò)中介變量作用于因變量的間接效應(yīng)；e為殘差項(xiàng)。

4 實(shí)證研究

4.1 因子分析

運(yùn)用SPSS 17.0進(jìn)行檢驗(yàn)，全樣本Cronbach’sα=0.857，數(shù)據(jù)整體可接受。KMO=0.799，Bartlett球形檢驗(yàn)P=0.000，數(shù)據(jù)適合做因子分析。根據(jù)主成分分析法，利用一半樣本數(shù)據(jù)采用方差極大正交旋轉(zhuǎn)法，抽取特征值大于1的因子，得到旋轉(zhuǎn)后因子荷載系數(shù)，見(jiàn)表1。刪除荷載系數(shù)0.5以下變量（對(duì)其他村民信任、與其他村民交往），“社會(huì)資本”保留9個(gè)解釋變量，提取3個(gè)因子，累計(jì)解釋方差變異65.350%，大于50%；“政治效能感”保留6個(gè)解釋變量，提取兩個(gè)因子，累計(jì)解釋方差變異69.968%，大于50%。利用另一半樣本數(shù)據(jù)檢驗(yàn)測(cè)度模型，所得標(biāo)準(zhǔn)化因子荷載系數(shù)均大于0.5，滿足擬合要求。一階與二階因子模型整體擬合指標(biāo)滿足判別標(biāo)準(zhǔn)。由于高階模型更為簡(jiǎn)效，且高階模型擬合度沒(méi)有顯著變差，故接受二階因子模型。

各變量Cronbach’sα值在0.664～0.803，組合信度CR值均大于0.6，通過(guò)信度檢驗(yàn)。問(wèn)卷設(shè)計(jì)借鑒相關(guān)文獻(xiàn)并經(jīng)過(guò)修改、調(diào)整而形成，具備較好內(nèi)容效度；標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均大于0.5，達(dá)到顯著性水平，且CR值和平均方差抽取AVE值基本滿足閥值要求，具備較好收斂效度；因子間相關(guān)系數(shù)低于0.85，AVE平方根大于因子相關(guān)系數(shù)，具備較好區(qū)別效度。據(jù)此，解釋變量的選取具有可靠性、有效性，樣本數(shù)據(jù)整體擬合度較好，適合用來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證研究假設(shè)。

4.2 影響因素分析

4.2.1 政治效能感

由表2中模型1、模型2可知，控制文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力后，政治效能感變量對(duì)參與意愿的解釋力度增加（R2由9.7%增至12.4%）。外在政治效能感具有顯著正向影響，內(nèi)在政治效能感正向影響但不顯著，假設(shè)H1基本得到驗(yàn)證。整體而言，政治效能感可反映基層政治制度的民主化程度，其水平正向影響政治參與的意愿及參與行為。

調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，部分村莊農(nóng)地整治相關(guān)宣傳工作不到位，農(nóng)戶對(duì)整治流程不了解，整治項(xiàng)目信息公開(kāi)程度低，配套資金使用不透明，甚至有農(nóng)戶并不知曉是否開(kāi)展過(guò)農(nóng)地整治。這種認(rèn)知上的缺乏和信息上的劣勢(shì)，阻礙了農(nóng)戶內(nèi)在政治效能感的發(fā)展。同時(shí)，農(nóng)戶參與村集體公共事務(wù)往往流于形式，長(zhǎng)期低水平的政治參與經(jīng)驗(yàn)，造成農(nóng)戶低估其參與整治的作用和意義。個(gè)別農(nóng)戶甚至擔(dān)心參與整治中的民主投票會(huì)得罪人，從而招致某些潛在威脅。由此，低水平的內(nèi)在政治效能感（統(tǒng)計(jì)均值為2.79）難以形成顯著影響。另一方面，農(nóng)戶普遍表示能夠感知國(guó)家對(duì)農(nóng)地整治的大力投入，但其實(shí)際需求沒(méi)有得到有效回應(yīng)。例如渠道修建未考慮地形特征，建成后無(wú)法引水，甚至阻礙原有灌溉通道。農(nóng)戶就此多次反映卻未得到相關(guān)部門(mén)回應(yīng)，最終渠道荒廢成了擺設(shè)。農(nóng)戶對(duì)村干部和基層管理部門(mén)類似的不重視、不回應(yīng)、不作為，表現(xiàn)出了較強(qiáng)不滿，其參與農(nóng)地整治的熱情也必然會(huì)因此而挫傷。

表1 探索性因子分析（N=252）Tab.1 Result of exploratory factor analysis (N=252)

4.2.2 社會(huì)資本

由表2中模型3、模型4可知，控制文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力后，社會(huì)資本變量對(duì)參與意愿的解釋力度增加（R2由9.0%增至11.0%）。信任、規(guī)范均具有顯著正向影響，網(wǎng)絡(luò)負(fù)向影響不顯著，假設(shè)H2基本得到驗(yàn)證。整體上，農(nóng)戶參與農(nóng)地整治多是農(nóng)戶自下而上影響農(nóng)地整治運(yùn)行規(guī)則、監(jiān)督其中權(quán)力運(yùn)行的過(guò)程。社會(huì)資本同樣是自下而上集結(jié)、強(qiáng)化，進(jìn)而透過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮作用，兩者具有同向度性。

首先，信任是政治參與的基礎(chǔ)。農(nóng)地整治中，常涉及耕地被占、田塊調(diào)整等容易引發(fā)利益沖突的事宜。如果農(nóng)戶對(duì)政府及相關(guān)主體缺乏信任，就會(huì)預(yù)期到較高的合作成本或較低的合作收益，一定程度抑制其參與整治的意愿。相反，農(nóng)戶對(duì)政府及相關(guān)主體的信任程度越高，越能抑制農(nóng)戶自身的機(jī)會(huì)主義行為，增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)合作的感知，從而提高其參與意愿。其次，規(guī)范是政治參與的保障。農(nóng)戶參與整治往往需要投資投勞，有農(nóng)戶反映個(gè)別人出工不出力，造成了較壞影響。此外，村干部在整治中具有天然的信息優(yōu)勢(shì)，有農(nóng)戶反映村干部未按要求傳達(dá)整治相關(guān)政策，更有利用職務(wù)之便在整治中謀私利的情況。上述亂象足以使農(nóng)戶對(duì)參與整治的真實(shí)性、有效性產(chǎn)生懷疑。因而，只有約束“搭便車”行為，制約管理者權(quán)力，才能確保農(nóng)戶切實(shí)享有民主參與權(quán)，進(jìn)而激發(fā)農(nóng)戶的參與意愿。再次，網(wǎng)絡(luò)是政治參與的載體。調(diào)研區(qū)內(nèi)專業(yè)合作社或協(xié)會(huì)數(shù)量不多，且實(shí)際運(yùn)作的更少。留守的農(nóng)戶多為老年人，由于文化水平較低與技術(shù)人員交流少。農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)整體上并不發(fā)達(dá)（統(tǒng)計(jì)均值為2.72），農(nóng)戶難以依托社會(huì)網(wǎng)絡(luò)顯著減少參與成本，因而網(wǎng)絡(luò)影響不顯著。此外，不少農(nóng)戶認(rèn)為參與公共事務(wù)能體現(xiàn)個(gè)人價(jià)值，提升在本村的社會(huì)地位，因此越是日常與他人交往少的農(nóng)戶，可能越愿意通過(guò)參與整治來(lái)獲得認(rèn)同與尊重。少數(shù)與村干部交往密切的農(nóng)戶，則有機(jī)會(huì)通過(guò)非正常途徑了解整治信息而得到特殊利益，故他們?cè)敢鈪⑴c整治卻并不贊同人人都參與。

4.2.3 政治效能感、社會(huì)資本與參與意愿

由表2中模型5、模型6可知，控制文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力后，政治效能感、社會(huì)資本兩類變量對(duì)參與意愿的解釋力度增加（R2由13.2%增至15.3%），且影響顯著，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。其中：外在政治效能感具有顯著正向影響，內(nèi)在政治效能感具有正向影響但不顯著，信任具有顯著正向影響，規(guī)范具有顯著正向影響，網(wǎng)絡(luò)具有顯著負(fù)向影響。由此，農(nóng)戶參與意愿可由兩類政治效能感和三種社會(huì)資本的影響效應(yīng)疊加來(lái)解釋。政治效能感是農(nóng)戶對(duì)自身政治能力的認(rèn)知與判斷，對(duì)其政治行為選擇有著直接的影響作用。同時(shí)，農(nóng)戶的政治行為無(wú)法脫離中國(guó)鄉(xiāng)村社會(huì)情景，社會(huì)資本作為某種聯(lián)系農(nóng)戶與外部環(huán)境的紐帶，對(duì)農(nóng)戶政治行為選擇起到重要的制約、修正作用。可見(jiàn)，作為一種政治行為選擇，農(nóng)戶參與整治意愿受到農(nóng)戶個(gè)體認(rèn)知與環(huán)境因素的共同影響。這既與BANDURA社會(huì)認(rèn)知理論的結(jié)論一致，也符合中國(guó)農(nóng)戶在社會(huì)情景與自我價(jià)值間尋求均衡的處事之道。

表2 實(shí)證分析結(jié)果Tab.2 Empirical analysis results

4.3 中介效應(yīng)分析

由表3可知，模型7中檢驗(yàn)系數(shù)c=0.230顯著，模型8中檢驗(yàn)系數(shù)a=0.605顯著，模型11中檢驗(yàn)系數(shù)b=0.206、c′=0.106均顯著，且ab和c′同號(hào)，說(shuō)明政治效能感在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中起部分中介作用，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。由表4可知，政治效能感產(chǎn)生的中介效應(yīng)占總效應(yīng)54%，即社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶參與意愿的影響大部分經(jīng)由政治效能感發(fā)揮作用。

“關(guān)系”在中國(guó)人生活中發(fā)揮著特殊作用，人際間的信任可被看作是對(duì)“關(guān)系”的信任，社會(huì)規(guī)范可被看作是對(duì)“關(guān)系”的約束，交往行為可被看作“關(guān)系”行為。有沒(méi)有“關(guān)系”“關(guān)系”好不好，反映出農(nóng)戶的社會(huì)資本狀況?！瓣P(guān)系”為農(nóng)戶提供政治資源，約束農(nóng)戶的政治行為，影響農(nóng)戶的政治交往，必然對(duì)農(nóng)戶的政治效能感產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響政治行為意愿。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)農(nóng)戶“關(guān)系”少、社會(huì)資本貧乏，其獲得的農(nóng)地整治信息非常有限，內(nèi)容多是走程序所必須的格式化信息，時(shí)間上滯后于少數(shù)“關(guān)系”農(nóng)戶，有些農(nóng)戶甚至不知道是否整治、有無(wú)補(bǔ)償，這使他們失去了發(fā)展政治效能感的基本條件。這些“被告知者”常被排除在村務(wù)之外，因而對(duì)于農(nóng)地整治這類公共事務(wù)他們保持漠然態(tài)度，對(duì)于自身訴求是否被回應(yīng)、被重視也感知遲緩。最終，長(zhǎng)期的政治無(wú)力感積累成消極的政治效能感，導(dǎo)致農(nóng)戶政治參與意愿的不足。

4.3.1 內(nèi)在政治效能感中介效應(yīng)

由表3可知，模型7中檢驗(yàn)系數(shù)c=0.230顯著，模型9中檢驗(yàn)系數(shù)a=0.321顯著，模型12中檢驗(yàn)系數(shù)b=0.020不顯著，c′=0.224顯著，故需用Bootstrap法檢驗(yàn)間接效應(yīng)ab。通過(guò)Bootstrap法抽樣2000次，在95%置信度水平下進(jìn)行區(qū)間估計(jì)（表4），擬合度指標(biāo)達(dá)到要求，置信區(qū)間不包含零值，雙尾檢驗(yàn)顯著，表明內(nèi)在政治效能感的中介效應(yīng)顯著。由于檢驗(yàn)系數(shù)c′顯著，且ab和c′同號(hào)，說(shuō)明內(nèi)在政治效能感起部分中介作用，假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。由表4可知，內(nèi)在政治效能感產(chǎn)生的中介效應(yīng)僅占總效應(yīng)3%，即社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響很少經(jīng)由內(nèi)在政治效能感傳遞。這與內(nèi)在政治效能感自身對(duì)參與意愿影響很小且不顯著有關(guān)，具體解釋可見(jiàn)前文。

4.3.2 外在政治效能感中介效應(yīng)

由表3可知，模型7中檢驗(yàn)系數(shù)c=0.230顯著，模型10中檢驗(yàn)系數(shù)a=0.610顯著，模型13中檢驗(yàn)系數(shù)b=0.254顯著，c′=0.075不顯著，說(shuō)明外在政治效能感在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中起完全中介作用，假設(shè)H4b得到驗(yàn)證。由模型7、模型13可知，外在政治效能感的引入提高了模型解釋力度，說(shuō)明社會(huì)資本主要是通過(guò)外在政治效能感對(duì)參與意愿產(chǎn)生影響。這與外在政治效能感自身對(duì)參與意愿影響較大且顯著有關(guān)，也與內(nèi)在政治效能感中介作用較小的結(jié)論相呼應(yīng)。

調(diào)研結(jié)果顯示，農(nóng)戶的外在政治效能感要比內(nèi)在政治效能感更趨向積極。事實(shí)上，相較于自己在政治自我認(rèn)同上的能力，農(nóng)戶似乎更注重自己獲得政府回應(yīng)與重視的能力。因?yàn)楹笳吣芙鉀Q現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，帶來(lái)切實(shí)利益。同時(shí)說(shuō)明，隨著整治工作的推進(jìn)，農(nóng)戶的權(quán)益意識(shí)正被逐漸喚醒，權(quán)益表達(dá)的訴求也日益增強(qiáng)。這些都強(qiáng)化了外在政治效能感的中介效應(yīng)。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.3 Mediating effect analysis

4.3.3 子維度中介效應(yīng)

由表4、表5檢驗(yàn)結(jié)果還可知，在信任對(duì)參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用，中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)3%、48%。農(nóng)戶的人際信任水平會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)他人客觀行為的主觀判斷。政府信任水平較高時(shí)，農(nóng)戶對(duì)政府或官員的回應(yīng)就會(huì)有較為積極的心理暗示，形成較高的外在政治效能感，進(jìn)而影響農(nóng)戶政治參與意愿。事實(shí)上，調(diào)研地區(qū)村干部和基層政府部門(mén)的公信力普遍不高，但農(nóng)戶對(duì)中央政府表現(xiàn)出較高的信任水平。這在某種程度上會(huì)形成了一種制度保護(hù)的心理作用，即農(nóng)戶有可能通過(guò)一定方式引起更高層級(jí)政府或部門(mén)的關(guān)注與回應(yīng)，以形成對(duì)基層政府部門(mén)的壓力，從而解決整治過(guò)程中的問(wèn)題。本質(zhì)上，這也是農(nóng)戶參與整治的一種方式，更是信任通過(guò)外在政治效能感影響農(nóng)戶參與行為的體現(xiàn)。

在規(guī)范對(duì)參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用，中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)4%、47%。村莊凝聚力越強(qiáng)、風(fēng)氣越良、制度建設(shè)越完善，則農(nóng)戶在參與村莊政治活動(dòng)時(shí)越有自信和安全感。這既能激發(fā)農(nóng)戶在整治中積極表達(dá)利益訴求，也有助于農(nóng)戶公正客觀地評(píng)價(jià)村干部及基層政府部門(mén)的回應(yīng)。調(diào)查中，有農(nóng)戶反映當(dāng)?shù)剞r(nóng)地整治項(xiàng)目時(shí)斷時(shí)繼，最后沒(méi)有完工便不了了之。由于整治過(guò)程中沒(méi)有執(zhí)行項(xiàng)目公示，村委會(huì)也未就此作出公開(kāi)說(shuō)明，導(dǎo)致農(nóng)戶私下里議論紛紛。不少農(nóng)戶因此而表現(xiàn)出消極的外在政治效能感。

在網(wǎng)絡(luò)對(duì)參與意愿的影響中，由于系數(shù)c=0.052不顯著（模型16），故應(yīng)以遮掩效應(yīng)立論[20]。內(nèi)在政治效能感的遮掩效應(yīng)量為1.89，可解釋為除內(nèi)在政治效能感外，存在效應(yīng)較大的其它中間變量（如外在政治效能感）。由于未控制該中間變量，網(wǎng)絡(luò)對(duì)參與意愿的直接效應(yīng)、總效應(yīng)均被遮掩，故呈現(xiàn)為不顯著正向影響[21]。外在政治效能感的遮掩效應(yīng)量為1.52，且ab和c′異號(hào)，可解釋為沒(méi)有控制外在政治效能感時(shí)，網(wǎng)絡(luò)對(duì)參與意愿的負(fù)向直接效應(yīng)被其正向間接效應(yīng)所削弱，導(dǎo)致總效應(yīng)被遮掩，故呈現(xiàn)為不顯著正向影響。整體上，沒(méi)有得到政治效能感發(fā)揮中介效應(yīng)的預(yù)期結(jié)論。原因可能是：對(duì)網(wǎng)絡(luò)的測(cè)量沒(méi)有涉及與父母、子女、親戚等交往的強(qiáng)關(guān)系；沒(méi)有加強(qiáng)對(duì)“農(nóng)戶與村干部交往”的測(cè)量，未能很好契合當(dāng)下中國(guó)鄉(xiāng)村社會(huì)的現(xiàn)實(shí)；在網(wǎng)絡(luò)和參與意愿間可能存在其它效應(yīng)更大的中介變量。因此，在后續(xù)研究中可以從強(qiáng)關(guān)系、弱關(guān)系兩個(gè)維度解構(gòu)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)對(duì)干群關(guān)系的考察，并采用多重中介變量的研究框架。

表4 中介效應(yīng)測(cè)算結(jié)果Tab.4 Measurement of mediating effect

表5 子維度中介效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.5 Mediating effect analysis of sub-dimensions

5 結(jié)論與啟示

研究結(jié)論：（1）農(nóng)戶參與農(nóng)地整治實(shí)質(zhì)是有序的政治參與，政治效能感顯著影響參與意愿；個(gè)體行為內(nèi)嵌于特定社會(huì)環(huán)境中，社會(huì)資本顯著影響參與意愿。（2）政治效能感作為內(nèi)在動(dòng)力，社會(huì)資本作為外部約束，兩者共同影響參與意愿。外在政治效能感、信任、規(guī)范具有顯著正向影響，網(wǎng)絡(luò)具有顯著負(fù)向影響，內(nèi)在政治效能感影響不顯著。（3）在社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響中，政治效能感起中介作用；在信任對(duì)參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用；在規(guī)范對(duì)參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用；在網(wǎng)絡(luò)對(duì)參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起遮掩作用。

研究啟示：（1）加大農(nóng)地整治政策與項(xiàng)目信息宣傳力度，使農(nóng)戶充分認(rèn)識(shí)其參與對(duì)于保障工程質(zhì)量、調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、改善居住環(huán)境的重要意義，由此增強(qiáng)其主體意識(shí)，強(qiáng)化其對(duì)參與可行性、必要性的感知，促發(fā)內(nèi)在政治效能感對(duì)參與意愿的影響。（2）尊重農(nóng)戶合理權(quán)益訴求，疏通訴求表達(dá)渠道，建立健全意見(jiàn)受理、上報(bào)與反饋機(jī)制，使農(nóng)戶感知地方政府、相關(guān)部門(mén)及村委會(huì)的重視與回應(yīng)，提升農(nóng)戶外在政治效能感，激發(fā)其參與意愿。（3）積極改善、積累農(nóng)村社會(huì)資本，包括促進(jìn)農(nóng)戶與其他個(gè)體、組織間的交流互動(dòng)，提升人際信任和制度信任水平，提高整治中的合作效率；注重德治在農(nóng)村社會(huì)治理中的基礎(chǔ)作用，形成有效的道德約束，抑制整治中的自利行為；重視干群關(guān)系建設(shè)，完善民主決策管理制度，保障農(nóng)戶參與整治的基本途徑。（4）結(jié)合整治項(xiàng)目特征及所處環(huán)境差異，對(duì)政治效能感與社會(huì)資本進(jìn)行協(xié)調(diào)，尤其重視政治效能感提升與社會(huì)資本優(yōu)化后的疊加效應(yīng)，充分發(fā)揮政治效能感中介作用，增強(qiáng)農(nóng)戶參與意愿。這些將利于整治項(xiàng)目與農(nóng)戶需求有效對(duì)接，有利于公民意識(shí)與公共精神培育，是完善鄉(xiāng)村治理機(jī)制、夯實(shí)農(nóng)村基層民主政治建設(shè)的重要途徑。