生活滿意度、政策認同與農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿
——基于全國223個村莊1 163位農(nóng)民的調(diào)查分析

劉長勇

（華中師范大學 中國農(nóng)村研究院，湖北 武漢 430079）

一、問題的提出

《國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》在黨的十九大報告基礎(chǔ)上進一步明確提出，要充分尊重農(nóng)民意愿，切實發(fā)揮農(nóng)民在鄉(xiāng)村振興中的主體作用，調(diào)動億萬農(nóng)民的積極性、主動性、創(chuàng)造性。由此可知，農(nóng)民是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的主力軍，也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的直接受益者，因此，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃的順利實施，需要提升農(nóng)民的參與意愿與積極性。從目前學界的研究來看，對鄉(xiāng)村振興中農(nóng)民的參與研究主要集中在以下幾個方面：

第一，鄉(xiāng)村振興參與主體的研究。鄉(xiāng)村振興的主陣地在農(nóng)村，其成功的關(guān)鍵在于發(fā)揮參與主體的作用。作為實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的主力軍，農(nóng)民既是政策的實施者，也是政策的直接受益者。學者從參與主體出發(fā)，通過研究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃中的各類參與主體，指出參與主體在參與中存在的問題并提出了相應的對策。賈雙躍認為，農(nóng)民群體、鄉(xiāng)村精英群體以及社會組織是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的三大參與主體，三者各有分工，只有將三者結(jié)合起來，才能共同構(gòu)成社會參與的有機整體[1]。周星宇從農(nóng)民和基層干部參與的視角指出，農(nóng)民和基層干部的主體作用能否正常發(fā)揮對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的成敗起關(guān)鍵作用。為了順利實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，要在最大程度上激活農(nóng)民和基層干部的參與積極性，最大限度發(fā)揮二者的主觀能動性[2]。

第二，鄉(xiāng)村振興參與效能的研究。李永洪、閆耀民通過實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，西部貧困地區(qū)農(nóng)民的政治參與存在著參與能力較弱、目的功利性較強、非制度化現(xiàn)象較嚴重等問題，從而極大影響了鄉(xiāng)村有效治理，阻礙鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實現(xiàn)[3]。毛平等也指出，民族地區(qū)農(nóng)村婦女政治參與效能低下的現(xiàn)狀制約著自身及農(nóng)村社會治理現(xiàn)代化，因此，必須從增權(quán)和賦能等多種途徑入手，提升民族地區(qū)農(nóng)村婦女的政治參與效能，進而提升農(nóng)村社會的治理水平[4]。

第三，鄉(xiāng)村振興參與行為的研究。部分學者通過研究鄉(xiāng)村振興參與各主體的行為，分析不同主體參與鄉(xiāng)村振興的合理性，指出可能存在的問題，提出了針對性的改進措施。如劉新指出，在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的過程中，只有讓農(nóng)民在黨的領(lǐng)導下充分參與鄉(xiāng)村治理，才能破解基層治理中的諸多難題[5]。張?zhí)旖　O守相的研究表明，農(nóng)民自身參與意識弱化和參與能力不足等已成為農(nóng)民有序參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要障礙，因此只有進一步暢通農(nóng)民參與渠道、提升農(nóng)民參與能力，才能保障鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃的民主性與科學性[6]。

從目前已有的研究可知，學者們從不同的角度對鄉(xiāng)村振興參與行為進行了研究，這些研究內(nèi)容豐富，視野開闊，主題也較為深刻，為推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施提供了重要的參考方向和決策依據(jù)。但這些研究仍存在著可供進一步探討的空間，如影響農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的因素還未完全進入學者們的研究視野，特別是通過實證的方法研究農(nóng)民參與意愿的成果更是不多見，這對于準確把脈農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的真實意愿及揭示其主要影響因素，不能不說是一個遺憾。只有準確揭示影響農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的主要因素，才能對癥下藥，科學引導農(nóng)民參與，從而進一步激活農(nóng)民的參與積極性。由此可知，研究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施過程中農(nóng)民的參與意愿及其主要影響因素，無論對于今后政策的進一步制定還是推動戰(zhàn)略的深度實施，都顯得極為重要?；诖耍P者擬以2018年華中師范大學中國農(nóng)村研究院“百村（居）觀察”項目的大樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，深入分析影響農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的因素，以期為提升農(nóng)民的參與度提出可行性對策和建議。

二、理論框架與研究假設(shè)

通過文獻梳理可以看出，當前關(guān)于農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的研究主要集中于參與主體、參與效能以及參與行為三個層次，但較少以實證的方法挖掘影響農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的深層原因。在已有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的特殊性，本文擬從人口學特征、生活滿意度和政策認同三個方面出發(fā)，考察農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響機制。

（一）生活滿意度與農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿

生活滿意度是個體按照一定的標準對生活質(zhì)量做出的主觀性評判[7]。迪納（Diener）認為，生活滿意度是主觀幸福感研究的重要內(nèi)容，是主觀幸福感中的認知成分[8]。通過對國內(nèi)學者關(guān)于生活滿意度及其相關(guān)研究的梳理可知，在涉及具體研究時，不同的學者對生活滿意度有不同的剖析視角。如在考察生活滿意度與流動人口社會融合的關(guān)系時，李榮彬與喻貞認為，收入水平和生活滿意度對流動人口的社會融合具有積極的促進作用，即流動人口的生活水平與生活滿意度越高，其社會融合度也會越高，兩者之間正相關(guān)[9]。洪冬美與唐松林在研究農(nóng)村居民生活滿意度與自尊之間的關(guān)系時認為，農(nóng)村居民的生活滿意度與個人學歷的高低以及社會經(jīng)濟地位等因素有緊密的聯(lián)系[10]。楊健則認為，農(nóng)民工的生活滿意度越高、社會支持越多，則他們對城市的認同也會越強，進而更愿意留在城市中生活，并從實證的角度對該觀點進行了論證[11]。俞林偉、陳小英等也從生活滿意度的視角出發(fā)考察了農(nóng)民工的城市融入情況，他們認為，子女教育、醫(yī)療服務和社會保障等因素會顯著影響農(nóng)民工的城市社會生活滿意度，而擁有較低生活滿意度的農(nóng)民工融入城市社會的進程則相對緩慢[12]。

從以上梳理可知，生活滿意度與不同主體的行為具有關(guān)聯(lián)性，在一定程度上影響個體行為的生成方式。農(nóng)民作為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的主要參與群體，其鄉(xiāng)村振興參與意愿、參與決策以及參與成效很大程度上取決于生活滿意度高低，即生活滿意度對農(nóng)村居民的行為決策、行為過程以及行為結(jié)果，都有較為直接的關(guān)聯(lián)，并進而影響其參與鄉(xiāng)村振興的意愿。在此基礎(chǔ)上，本文提出農(nóng)民的生活滿意度與其參與鄉(xiāng)村振興意愿的假設(shè)：

H1：生活滿意度對農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿具有正向影響。假設(shè)農(nóng)民的生活滿意度越高，其參與鄉(xiāng)村振興的意愿越強；而自身生活滿意度較低的農(nóng)民，其參與鄉(xiāng)村振興的意愿越弱。

（二）政策認同與農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿

政策的順利實施，除了需要好的制度設(shè)計外，政策目標群體對政策的認同也起到關(guān)鍵作用。政策認同度高可以減少政策執(zhí)行過程中的阻力，吸引目標群體積極參與其中，也便于及時有效地對目標進行調(diào)整和修訂。哈特（H.L.A.Hart，1996）認為，公共政策體現(xiàn)的是國家意志，政府想建立權(quán)威，必須得到社會成員的接受，否則缺乏足夠成員的合作意愿，權(quán)威、法律和政府強制力的建立將面臨失敗[13]。國內(nèi)學者也對政策認同做出了深入的研究，如丁煌認為，政策目標群體對所推行政策的接受和認同是政策有效執(zhí)行的前提條件[14]。桑玉成也認為，政策認同可以在一定程度上促進政策執(zhí)行主體在政策實施時提高主動性，提高政策相關(guān)者的熱情與自覺性，并形成良好且廣泛的群眾基礎(chǔ)，從而促進政策的有效執(zhí)行[15]。由上可知，政策能否順利推行，一個重要的因素就是目標群體的認同，如果目標群體從內(nèi)心接受政策，則政策實施所受的阻力就少，反之政策會在實施過程中遭遇梗阻。換言之，對政策的認同度越高，目標群體會越積極地遵從政策并參與公共活動。

本文所討論的政策認同，主要是指農(nóng)民對國家實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中政策落實目標、過程、結(jié)果以及未來預期的總體評價。一方面，對于農(nóng)民而言，政策認同度越高，其對政府實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的配合度也越高，進而可以節(jié)約政策推行的成本。另一方面，對于政府而言，民眾的政策認同是一種難得的政府權(quán)威合法性來源，因此，其制定的治理措施和改革政策就必須持續(xù)維護農(nóng)民的利益，從而增加農(nóng)民對政策的滿意度，維持政府的合法性地位?；诖?，本文提出以下研究假設(shè)：

H2：政策認同對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的意愿發(fā)揮積極影響。假設(shè)農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興政策的認同度越高，其參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的可能性越大；與之相對，如果農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興政策的認同度越低，其參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的意愿也越低。

綜上所述，本研究將農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響因素歸納為生活滿意度、政策認同兩個方面，據(jù)此建立起農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的分析框架，具體的研究路徑如圖1所示：

圖1 生活滿意度、政策認同和農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的關(guān)系

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所采用的原始數(shù)據(jù)來源于華中師范大學中國農(nóng)村研究院“百村（居）觀察”項目組于2018年1月至3月對全國31個省、市、自治區(qū)農(nóng)民的調(diào)查。本次調(diào)查共覆蓋全國31個省份的223個村莊，最終獲得問卷2 223份，結(jié)合研究的實際情況，在剔除了無效樣本后，最終進入數(shù)據(jù)模型的有效樣本共有1 163份。從樣本的基本特征（見表1）來看，樣本具有一定的代表性。

現(xiàn)將具體的樣本特征描述如下。在1 163個有效樣本中，地區(qū)分布的情況是東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)農(nóng)民的占比分別為23.13%、50.90%和25.97%。從性別占比以及民族差異性來看，男性受訪者占到總樣本的73.34%，女性受訪者占到26.66%。按族別統(tǒng)計來看，漢族農(nóng)民是樣本的主體部分，漢族受訪者占比為96.30%，少數(shù)民族受訪者的占比為3.70%。從婚姻狀況來看，已婚的受訪者占比87.79%，未婚等的受訪者占比為12.21%。從健康狀況來看，處于健康狀態(tài)的受訪者占比為57.61%，處于非（亞）健康狀態(tài)的受訪者占比為42.39%。從政治面貌看，黨員身份的受訪者占比為19.17%，非黨員身份的受訪者占比為80.83%。從受訪者的學歷層次看，文盲、小學、初中、高中和大專及以上的受訪者占比分別為3.27%、32.24%、40.24%、15.56%和8.69%。從是否是村干部的情況來看，受訪者身份為干部的占比為11.87%，為非干部的占比為88.13%。從宗教信仰來看，擁有宗教信仰的受訪者占比為96.04%，無宗教信仰者的占比為3.96%。從職業(yè)分布來看，農(nóng)業(yè)勞動者的占比為44.71%，非農(nóng)業(yè)勞動者的占比為55.29%。由上可知，本文所選取樣本的差異性比較明顯，能較好體現(xiàn)抽樣的科學性，也比較符合統(tǒng)計學分析的基本要求。

（二）變量設(shè)置與定義

1.因變量。本文研究的因變量是農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意愿，問卷中題項設(shè)定是“您是否愿意參與到本村的鄉(xiāng)村振興工作中來？”答案設(shè)置分別為“非常愿意、比較愿意、一般、不太愿意、很不愿意”。根據(jù)本文的研究需要，我們把因變量操作化為一個二分類變量，即“愿意參與”與“不愿意參與”，為此，筆者對數(shù)據(jù)進行了虛擬化處理，即把“非常愿意”“比較愿意”操作化為“愿意”，并對其賦值為1；把“一般”“不太愿意”“很不愿意”操作化為“不愿意”，對其賦值為0。

2.解釋變量。本文的解釋變量分為生活滿意度變量和政策認同變量。其一，關(guān)于生活滿意度變量。結(jié)合“百村觀察”調(diào)研問卷將“您對目前的生活狀況滿意嗎？”這一題項作為對生活滿意度變量的具體操作，分別設(shè)置答案為“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意、非常滿意”，同時對其重新編碼賦值為“1～5”。其二，關(guān)于政策認同變量，主要考察農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的政策認同度。本次問卷中涉及政策認同的考察指標共有5項（見表2），根據(jù)利克特量表等級遞增的原則，答案分別設(shè)置為“很不認同（或沒有信心）、不太認同（或信心很?。?、一般、比較認同（或信心較大）、非常認同（或信心很大）”，并對其依次編碼賦值為“1～5”。5個選項的克朗巴哈系數(shù)（Cronbach's Alpha）為0.825，表明信度較好。同時，數(shù)據(jù)分析表明，5個選項的KMO值為0.764，Bartlett的球形度檢驗顯著性水平為0.00，說明選項之間的相關(guān)度較高，適合做因子分析。運用主成份因子分析法，進行降維提取公因子，最終，經(jīng)過方差法旋轉(zhuǎn)共提取出兩個公因子（累積貢獻率為78.324%），并將其命名為“政策認可因子”與“政策感知因子”。

3.控制變量。本研究選擇的控制變量主要為人口學統(tǒng)計量，包括以下幾類：其一，性別。以“女性”為參照，根據(jù)是否為“男性”將其重新編碼為“1=是，0=否”；其二，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”；其三，是否干部。以“非干部”為參照系，依據(jù)是否擁有干部身份，將其重新編碼為“1=是，0=否”；其四，健康狀況。以“亞健康”為參照系，依據(jù)是否“健康”將其重新編碼為“1=是，0=否”；其五，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”；其六，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”；其七，職業(yè)。以“非農(nóng)業(yè)勞動者”為參照系，依據(jù)是否是“農(nóng)業(yè)勞動者”將其重新編碼為“1=是，0=否”；其八，婚姻狀況。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”；其九，教育水平。該變量為連續(xù)型變量。

（三）計量模型選擇

為了驗證生活滿意度、政策認同和控制變量等是否構(gòu)成農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興工作意愿的影響因素，特建立如下函數(shù)關(guān)系：

由于研究的是多個自變量和一個因變量之間的關(guān)系并且因變量為非連續(xù)的二分類變量，因此比較適合采用二元logistics回歸模型。假定農(nóng)民愿意參與鄉(xiāng)村振興的概率為P（Y=1），那么農(nóng)民不愿意參與鄉(xiāng)村振興的概率為1-P（Y=0），logistic模型形式為：

在公式（2）中，Y 是變量 X1，X2，X3，…，Xn 的線性組合：

在logistic回歸分析時，一般需要進行P的logit轉(zhuǎn)換，即：

其中， 為回歸截距， 表示第i個解釋變量， 代表 的回歸系數(shù)，δ為隨機誤差項。

四、農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的現(xiàn)狀及影響因素分析

（一）農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)注情況

利用SPSS17.0統(tǒng)計軟件中的交叉分析法對東中西組別中農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略關(guān)注度進行數(shù)量統(tǒng)計，并對統(tǒng)計結(jié)果做進一步分析，如表3（括號內(nèi)為有效樣本數(shù)，下表同）所示。在進入模型的1 163個有效樣本中，表示“非常關(guān)注”鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的農(nóng)民占比為15.48%，“比較關(guān)注”鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的農(nóng)民占比為41.79%，兩者合計占比為57.27%，由此可知，我國有超過一半的農(nóng)民比較關(guān)注國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施情況。但從總體的數(shù)據(jù)來看，關(guān)注鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的農(nóng)民占比仍不夠高，還有提升的空間。從地區(qū)差異來看，東部地區(qū)農(nóng)民表示“非常關(guān)注”和“比較關(guān)注”的占比之和為68.40%，均高于中西部地區(qū)；而中部地區(qū)和西部地區(qū)的占比之和分別為53.21%和55.30%，分別低于東部地區(qū)15.19%和13.10%。出現(xiàn)這一地區(qū)差異的原因可能與東部地區(qū)農(nóng)民素質(zhì)和能力較強有一定的關(guān)系。從全國平均水平來看，表示“不太關(guān)注”和“很不關(guān)注”鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃實施的農(nóng)民占比較低，兩者合計占比為13.07%。由此可以看出，當前我國農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)注程度較高。但是三大區(qū)域之間存在較為明顯的差異，這說明中西部地區(qū)農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的積極性仍有待進一步提升。

（二）農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿

利用SPSS17.0統(tǒng)計軟件中的交叉分析法對東、中西地區(qū)組別中農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略參與意愿進行數(shù)量統(tǒng)計，并對統(tǒng)計結(jié)果進行分析，如表4所示，通過對2018年農(nóng)民“是否愿意參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃”這一題項進行考察，發(fā)現(xiàn)“非常愿意”和“比較愿意”參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃的受訪者占比之和為77.04%，而表示“不太愿意”和“很不愿意”的占比之和僅為3.79%，從這一數(shù)據(jù)可以看出，我國農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃表示出了較為強烈的參與意愿。進一步分析可知，從地區(qū)分布來看，東部地區(qū)農(nóng)村農(nóng)民表示“非常愿意”和“比較愿意”參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的占比之和最高，為80.29%，其次是中部地區(qū)，兩者的占比和為77.88%，而在西部地區(qū)，兩者占比之和為72.72%，分別低于東部地區(qū)和中部地區(qū)7.57%和5.16%。這說明，我國農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿在一定程度上出現(xiàn)了地區(qū)性差異，這可能和各地區(qū)農(nóng)民參與政治事務的傳統(tǒng)有關(guān)。另外，與表3中農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃關(guān)注度相比，其鄉(xiāng)村振興參與意愿要處于優(yōu)勢地位，后者要高于前者19.77%?？梢?，農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興的參與意愿雖然強烈，但是其關(guān)注度還有待提升。

（三）生活滿意度、政策認同對農(nóng)民鄉(xiāng)村振興參與意愿的影響分析

借助SPSS17.0統(tǒng)計軟件，運用二元logistics回歸模型對當前我國農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響因素進行估計，結(jié)果如表5所示。首先，利用VIF（方差膨脹因子）方法對解釋變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示VIF均小于2（根據(jù)統(tǒng)計學要求，當0＜VIF＜10時，表明模型的預測變量之間不存在共線性），說明此次研究的模型不存在共線性問題。其次，為了厘清人口學變量、政策認同變量和生活感知變量對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響程度，本文采用解釋變量遞進回歸的方法建立了三個模型：模型1只包含控制變量；模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了生活感知變量；模型3在模型1的基礎(chǔ)上加入了政策認同變量；模型4在模型1的基礎(chǔ)上進一步加入了政策認同變量與生活感知變量。最后，四個模型均通過了顯著性水平檢驗（Sig.=0.000）。其中，模型1的擬合優(yōu)度（R方）為5.87%，模型2的擬合優(yōu)度為8.38%，模型3的擬合優(yōu)度為31.39%，模型4的擬合優(yōu)度為31.40%。由此可知，從模型1至模型4，擬合優(yōu)度逐次上升，說明在其他變量不變的情況下，新添加的自變量對因變量的解釋力較強。因此，總體而言，該二元logistics回歸模型被證實有效。

1.控制變量對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響。由表5可知，在logistics回歸模型1中，身份以及健康狀況兩個變量對農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略參與意愿有顯著性影響。具體而言，具有黨員身份的農(nóng)民比非黨員身份的農(nóng)民有更高的參與意愿；此外，身體健康的農(nóng)民比身體亞健康的農(nóng)民具強更高的參與意愿。這一結(jié)論也比較符合生活常識，具有黨員身份的農(nóng)民其政治素養(yǎng)通常要高于非黨員農(nóng)民，在政治參與過程中有更為突出的意愿；同樣，身體健康也為參與村中各類事務提供了便利條件。進一步詳細分析可知，與身體處于亞健康狀況的農(nóng)民相比，身體健康的農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的概率要高出1.522倍，說明身體狀況與農(nóng)民的參與行為存在著正相關(guān)性。同時，從身份來看，擁有干部身份的農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的概率要比非干部身份的農(nóng)民高出4.709倍，這應該與其有較高的政治覺悟直接相關(guān)。此外，從模型來看，農(nóng)民的性別、婚姻狀況、職業(yè)分組、政治面貌、宗教信仰與教育水平對其參與意愿的影響均不顯著。

2.生活滿意度對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響。模型M2反映的是農(nóng)民對自身生活滿意度與參與鄉(xiāng)村振興意愿之間的關(guān)系，由于顯著性水平P≤0.001且回歸系數(shù)為正值0.436，說明農(nóng)民對自身生活的滿意度與鄉(xiāng)村振興參與意愿之間存在明顯的正相關(guān)，在統(tǒng)計學上有顯著的意義。這說明，影響農(nóng)民鄉(xiāng)村振興參與意愿的關(guān)鍵因素之一是其自身的生活滿意度。換言之，農(nóng)民對自身生活的滿意度越高，其對鄉(xiāng)村振興的參與意愿也就越強，在此，H1得到驗證。通過模型結(jié)果可知，農(nóng)民對其自身的生活滿意度每增加1個單位，其鄉(xiāng)村振興的參與意愿就會增加1.547倍。這也就說明，在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃的過程中，黨和政府要充分考慮到農(nóng)民的生活滿意度的提升，只有這樣才能更好地調(diào)動農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的積極性，才能更加充分地發(fā)揮農(nóng)民在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施過程中的主體地位。

3.政策認同對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響。模型M3呈現(xiàn)的則是農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的政策認同與其參與意愿之間的關(guān)系。在該模型中，引入了政策認可和政策感知兩個變量，結(jié)果表明，這兩個變量對農(nóng)民的參與意愿均具有顯著性影響。兩個變量的顯著性水平均呈現(xiàn)出P≤0.001且回歸系數(shù)分別為0.780和1.037，這說明政策認可和政策感知對農(nóng)民的參與意愿均具有正向影響，H2得到驗證。具體說來，政策認可度和政策感知度每增加1個單位，農(nóng)民參與的意愿便相應增加2.821倍和2.182倍，這表明，農(nóng)民對于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的政策認可度越高以及政策感知越明顯，其參與鄉(xiāng)村振興的意愿也越強烈。這在一定程度上表明，一項國家政策或者戰(zhàn)略若想在農(nóng)村順利實施并達到其預期的效果，最重要的一點是得到農(nóng)民的認可，同時，國家要積極引導農(nóng)民對政策的正向感知，這樣才會激活農(nóng)民參與的熱情，有力提升和改進農(nóng)民的參與行為；相反，如果農(nóng)民對政策的信任度不高且對政策不存在正向感知，則農(nóng)民選擇參與政策的機率便會大大降低，甚至出現(xiàn)低度參與或者不參與的情況。

4.生活滿意度與政策認同對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響。模型4是在模型1的基礎(chǔ)上加入了生活滿意度變量和政策認同變量之后所顯示的回歸模型。與模型2相比，模型4中的健康狀況變量不再顯著，這說明在該模型中，健康狀況是否良好對農(nóng)民鄉(xiāng)村振興參與意愿的影響并不穩(wěn)??；同時，該模型與模型1相比，民族變量在模型4中表現(xiàn)出了顯著性的影響，這表明在加入生活滿意度變量和政策認同度變量之后，民族因素對農(nóng)民的參與意愿表現(xiàn)出了顯著性的影響。具體說來，與少數(shù)民族農(nóng)民表現(xiàn)出的低參與度不同，漢族農(nóng)民有更大的概率參與到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中去，這表明，需要對少數(shù)民族農(nóng)民進行更多的政策宣傳和適度引導，以提升其參與意愿。從生活滿意度和政策認同度綜合考察對農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興意愿的影響。與模型1相比，模型4增加了生活滿意度變量與政策認同變量。從統(tǒng)計結(jié)果來看，增加的兩個變量均對農(nóng)民鄉(xiāng)村振興參與意愿有顯著性影響。具體而言，由模型4可知，生活滿意度每增加1個單位，農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿便提升1.027個單位，這一結(jié)果印證了H1，即農(nóng)民的生活滿意度對提升其鄉(xiāng)村振興參與意愿的確具有正向影響。此外，統(tǒng)計結(jié)果顯示，農(nóng)民的政策認可與政策感知每提升一個單位，其參與鄉(xiāng)村振興的意愿便分別提升2.175個單位和2.806個單位，也即農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的政策認同度越高，其參與鄉(xiāng)村振興的意愿也越強，該統(tǒng)計結(jié)果印證了H2。綜合以上分析可知，無論是生活滿意度還是政策認同，均對農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿有正向的影響。

五、結(jié)論與啟示

本文利用2018年1 163位農(nóng)民的樣本數(shù)據(jù)，考察農(nóng)民鄉(xiāng)村振興的參與意愿，通過描述性分析和二元logistic回歸模型，得出以下結(jié)論：一是農(nóng)民個體因素中的族別、身份、健康狀況等對其參與鄉(xiāng)村振興的意愿均有顯著性影響。漢族農(nóng)民比少數(shù)民族農(nóng)民參與的概率要高；擁有干部身份的農(nóng)民比非干部身份的農(nóng)民更愿意參與鄉(xiāng)村振興；此外，身體健康的農(nóng)民比亞健康的農(nóng)民更愿意參與到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃中去。二是生活滿意度因素會影響農(nóng)民的鄉(xiāng)村振興參與意愿。對自身生活滿意度越高的農(nóng)民，其參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意愿也就越高；反之，則越低。三是農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興政策的認同度顯著影響其參與鄉(xiāng)村振興的意愿。也就是說，農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興政策的認同越高，其參與鄉(xiāng)村振興的積極性也越高，參與意愿也就越強；相反，如果農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興政策的認同度越低，則其參與意愿也會越低。

上述實證研究可以得出以下啟示：首先是要進一步提高農(nóng)民的經(jīng)濟收入，對其提供更加完善的社會保障。各級政府在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的過程中，除對農(nóng)民進行政策宣傳和及時的引導之外，還要推動農(nóng)村農(nóng)業(yè)的升級轉(zhuǎn)型，以此提高農(nóng)民的經(jīng)濟收入。此外，還應繼續(xù)完善政府職能，為農(nóng)民提供更加完善和多元的社會保障，以減輕或者解除農(nóng)民的后顧之憂，從而多方面提升農(nóng)民的生活滿意度，這樣才能從根本上吸引農(nóng)民參與到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃中去。其次是要提升村兩委干部的工作能力。實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，主體是農(nóng)民，關(guān)鍵是干部。從根本上說，人才是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要基礎(chǔ)，只有選擇能力強、素質(zhì)高的村兩委干部，才能激活農(nóng)村內(nèi)生型精英的活力；只有充分發(fā)揮農(nóng)村優(yōu)秀干部特別是黨員干部的先進性，才能在更大范圍內(nèi)調(diào)動農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興的積極性，進而提升農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興政策的認同度。因此，基層政府在探索實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃的過程中，要著重塑造村兩委干部的公信力，同時提升村干部們的服務意識和服務能力，如此才能提升農(nóng)民對村干部工作的滿意度，調(diào)動農(nóng)民參與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的積極性。再次要從國家層面繼續(xù)加大對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的宣傳。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是在國家層面提出的重大戰(zhàn)略規(guī)劃，是國家解決“三農(nóng)”問題的重要抓手，只有不斷加強政策宣傳，才能激發(fā)農(nóng)民的參與熱情。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來分析，農(nóng)民對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的熟知度還有進一步的提升空間。因此，在全國農(nóng)村地區(qū)，特別是在中西部農(nóng)村、少數(shù)民族地區(qū)或者少數(shù)民族聚居區(qū)，要進一步強化對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略政策的宣傳力度，引導各族群眾參與到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中去，在整體上實觀區(qū)域和民族之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。