家庭資本、政治信任與廉政建設(shè)滿(mǎn)意度
——基于全國(guó)261個(gè)村2630位農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)的分析

李丹陽(yáng)，胡榮濤

政治廉潔是黨員干部“為政以德”的重要體現(xiàn)，也是國(guó)家政策“取信于民”的衡量標(biāo)準(zhǔn)。作為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要組成，鄉(xiāng)村黨風(fēng)廉政建設(shè)有助于加強(qiáng)基層政治生態(tài)建設(shè)。黨的十九大報(bào)告明確指出，要“推動(dòng)全面從嚴(yán)治黨向縱深發(fā)展”，堅(jiān)持“以零容忍態(tài)度懲治腐敗，始終保持黨同人民群眾的血肉聯(lián)系”。這說(shuō)明黨風(fēng)廉政建設(shè)已逐步向基層延伸，人民群眾成為參與評(píng)價(jià)基層廉政建設(shè)的重要主體。有研究顯示，廣大人民群眾明顯感覺(jué)到十八大以后，黨內(nèi)政治生態(tài)明顯好轉(zhuǎn)，政界出現(xiàn)清廉的新氣象，黨風(fēng)和政風(fēng)大為改觀(guān)[1]。我國(guó)作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)民的看法或感受構(gòu)成評(píng)判基層黨風(fēng)廉政建設(shè)的重要依據(jù)。鑒于此，本文以2016年華中師范大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院/政治科學(xué)高等研究院“百村觀(guān)察”項(xiàng)目的樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在梳理既有研究成果的基礎(chǔ)上，從政治心理維度出發(fā)，系統(tǒng)研究農(nóng)民廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響機(jī)制，為國(guó)家優(yōu)化基層黨風(fēng)廉政建設(shè)、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村善治提供一定參考。

一、問(wèn)題提出與研究假設(shè)

回顧學(xué)界當(dāng)前對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)的相關(guān)研究，主要分為四種進(jìn)路。第一，廉政建設(shè)的具體政策領(lǐng)域探析。徐建飛認(rèn)為各級(jí)部門(mén)“把宣傳、貫徹、落實(shí)黨的方針政策與黨風(fēng)廉政建設(shè)相結(jié)合”[2]。在扶貧政策領(lǐng)域，邱怡慧分析了扶貧政策領(lǐng)域的腐敗問(wèn)題對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)的影響，對(duì)此要構(gòu)建相應(yīng)的廉政風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制[3]。在財(cái)政政策領(lǐng)域，張世勛將財(cái)政工作內(nèi)部控制機(jī)制構(gòu)建作為加強(qiáng)黨風(fēng)廉政建設(shè)的重要方式[4]。第二，廉政建設(shè)的困境成因評(píng)析。莊德水分析了廉潔年金制度存在合法性、公平性等問(wèn)題，將實(shí)踐困境歸于啟動(dòng)工作準(zhǔn)備和政策空間不足[5]。伍志燕認(rèn)為政務(wù)誠(chéng)信問(wèn)題降低了政府的民眾形象，嚴(yán)重影響黨風(fēng)廉政建設(shè)[6]。劉華將制度信任缺失作為影響廉政建設(shè)的主要問(wèn)題，并進(jìn)一步分析了廉政制度的完備性欠缺、非正式制度對(duì)廉政制度的侵蝕弱化、廉政制度實(shí)施機(jī)制不完善等影響因素[7]。第三，廉政建設(shè)的技術(shù)路徑分析。王守光將網(wǎng)絡(luò)監(jiān)督功能拓展作為廉政建設(shè)的有效手段[8]。王延中和寧亞芳基于問(wèn)卷數(shù)據(jù)，就民族地區(qū)的廉政建設(shè)與社會(huì)穩(wěn)定進(jìn)行探究，并從“提升干部工作效能、提升權(quán)力監(jiān)督作用力、重視民生事業(yè)領(lǐng)域中的廉政建設(shè)、完善民族干部政策”等層面提出了廉政建設(shè)的對(duì)策建議[9]。劉雪華和賀晶晶分析了廉能文化在制度、文化、物質(zhì)等層面的內(nèi)涵，并提出了建設(shè)廉能文化的精神培育、制度保障和傳播推廣三個(gè)重要路徑[10]。第四，廉政建設(shè)的實(shí)踐效果評(píng)估。高德勝和趙婭倩認(rèn)為，法治評(píng)估在黨風(fēng)廉政建設(shè)中具有重要的監(jiān)督作用，有助于制約權(quán)力行使和黨風(fēng)不正行為的發(fā)生[11]。任鵬飛分析了黨風(fēng)廉政建設(shè)第三方評(píng)估主體的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，運(yùn)用評(píng)估方案設(shè)計(jì)、評(píng)估數(shù)據(jù)采集、評(píng)估數(shù)據(jù)處理和評(píng)估信息反饋等四個(gè)步驟對(duì)E市黨風(fēng)廉政建設(shè)實(shí)踐進(jìn)行評(píng)析[12]。

目前學(xué)界對(duì)“廉政建設(shè)滿(mǎn)意度”尚無(wú)規(guī)范定義和專(zhuān)門(mén)研究，僅將其視為特定歷史人物在實(shí)踐歷程中有關(guān)廉政建設(shè)的史觀(guān)呈現(xiàn)。從微觀(guān)層面來(lái)看，實(shí)現(xiàn)新農(nóng)村建設(shè)與農(nóng)村基層黨風(fēng)廉政建設(shè)存在互動(dòng)共進(jìn)、和諧發(fā)展的關(guān)系[13]，認(rèn)為加強(qiáng)廉政建設(shè)對(duì)于鞏固基層政權(quán)、保持農(nóng)村穩(wěn)定與建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村具有重要意義[14]。

圖1 影響農(nóng)民廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的效應(yīng)機(jī)制

綜上所述，學(xué)界已有研究為黨風(fēng)廉政建設(shè)問(wèn)題奠定了重要基礎(chǔ)。但這些研究著重于廉政建設(shè)本身探討影響領(lǐng)域、困境成因、技術(shù)路徑和實(shí)踐效果等因素，缺乏從政治心理學(xué)視角對(duì)農(nóng)民政治心理與廉政建設(shè)滿(mǎn)意度相關(guān)聯(lián)的實(shí)證分析，更缺乏對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的實(shí)證分析。針對(duì)相關(guān)研究不足和黨風(fēng)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的重要性，本研究將立足農(nóng)民黨風(fēng)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度視角，建立合理分析框架，運(yùn)用最優(yōu)尺度回歸分析對(duì)農(nóng)民家庭資本、政治信任與廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的關(guān)系進(jìn)行研究。農(nóng)民對(duì)廉政建設(shè)效果滿(mǎn)意度是指農(nóng)民在實(shí)踐中形成的對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)的基本觀(guān)點(diǎn)、看法、態(tài)度、評(píng)價(jià)等。本研究結(jié)合人口特征、家庭資本、政治信任因素提出以下研究假設(shè)，構(gòu)建了影響農(nóng)民廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的有效機(jī)制。(如圖1)

家庭資本為農(nóng)民行動(dòng)提供各種資源，影響到他們的認(rèn)知和心理過(guò)程。農(nóng)民作為廉政建設(shè)評(píng)價(jià)的行為主體，其對(duì)廉政建設(shè)的認(rèn)知判斷很大程度上取決于家庭資本存量，即家庭資本影響著農(nóng)民的行為，進(jìn)而決定其對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度評(píng)價(jià)。布迪厄把家庭的社會(huì)資本分為經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本三種類(lèi)型[15]。國(guó)內(nèi)學(xué)者在分析家庭資本對(duì)青少年影響時(shí)，分析了家庭資本所包含的父母教育程度、收入水平、家庭結(jié)構(gòu)等核心要素[16]。結(jié)合農(nóng)民經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)等三個(gè)方面的家庭資本因素，本研究提出廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的以下假設(shè)：H1.1家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度具有積極影響；H1.2家庭社會(huì)資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生正向影響；H1.3家庭人力資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度具有促進(jìn)作用。

國(guó)家政策在基層的實(shí)施需要基層民眾在政策信任、制度信任等方面的行為支持。政治信任主要指公民對(duì)政治系統(tǒng)產(chǎn)生符合自身預(yù)期結(jié)果的信念或者信心[17]，是民眾對(duì)政治體系、政治機(jī)構(gòu)及政治運(yùn)行的認(rèn)知態(tài)度和心理評(píng)價(jià)[18]，是民眾在認(rèn)可、信任、支持政府機(jī)構(gòu)基礎(chǔ)上“決定把與實(shí)現(xiàn)愿望或期待有關(guān)的資源和事項(xiàng)托付給對(duì)方處置或管理的政治交往心理與行為”[19]。國(guó)內(nèi)學(xué)者有測(cè)量信任客體——政治機(jī)構(gòu)和人員信任的政治信任實(shí)證研究進(jìn)路[20]，將我國(guó)民眾的政治信任劃分為知情信任、動(dòng)機(jī)信任、決心信任與能力信任，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行一系列的具體分析[21]。還有學(xué)者在精準(zhǔn)扶貧政策的背景之下，考察政治信任對(duì)農(nóng)戶(hù)扶貧政策的滿(mǎn)意度具有顯著的正向影響[22]；分析農(nóng)民的政治信任產(chǎn)生差序格局[23]；也有學(xué)者從效能感出發(fā)考察信任主體，并從執(zhí)政水平、經(jīng)濟(jì)績(jī)效出發(fā)考察信任客體[24]。有鑒于此，政治信任可分為主體信任、能力信任、成效信任等三個(gè)類(lèi)別，構(gòu)成政治信任影響農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的可能路徑。本研究假設(shè)政治信任對(duì)農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度有顯著影響，兩者成正相關(guān)。具體而言：H2.1農(nóng)民對(duì)執(zhí)行主體的認(rèn)可度與農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度呈正向相關(guān)；H2.2 農(nóng)民對(duì)執(zhí)行能力的滿(mǎn)意度與其廉政建設(shè)滿(mǎn)意度呈正向相關(guān)；H2.3農(nóng)民對(duì)執(zhí)行成效的認(rèn)可度與其對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度呈正向相關(guān)。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

文章數(shù)據(jù)來(lái)源于華中師范大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院/政治科學(xué)高等研究院“百村觀(guān)察”項(xiàng)目組在2016年暑假對(duì)全國(guó)31省(自治區(qū)、直轄市)261個(gè)村莊進(jìn)行的農(nóng)村綜合問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查分為村莊和農(nóng)戶(hù)兩個(gè)層面的數(shù)據(jù)，本研究以農(nóng)戶(hù)層面的數(shù)據(jù)作為分析對(duì)象。“百村觀(guān)察”項(xiàng)目采取分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，調(diào)查共計(jì)回收3819份農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)，在剔除了關(guān)鍵變量缺失的樣本后，最終得到2630份農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)的有效樣本。

本次調(diào)研的樣本特征如下：從區(qū)域角度來(lái)看，東中西三大區(qū)占比分別為31.10%、43.84%和25.06%。從戶(hù)口類(lèi)型角度來(lái)看，“農(nóng)業(yè)”占比為94.87%，“非農(nóng)業(yè)”占比為5.13%；從家庭年收入角度來(lái)看，“高收入家庭”占比為11.10%，“中高收入家庭”占比為29.89%，“中等收入家庭”占比為46.35%，“中低收入家庭”占比為8.02%，“低收入家庭”占比為4.64%；從交往范圍角度來(lái)看，交往范圍“擴(kuò)大了”占比為22.36%，“沒(méi)變化”占比為70.42%，“縮小了”的占比為7.22%；從健康狀況角度來(lái)看，為“優(yōu)”的占比為42.21%，為“良”的占比為36.53%，為“中”的占比為12.21%，為“差”的占比為8.06%；為“很差”的占比為0.99%；從教育角度來(lái)看，“大專(zhuān)及以上”占比為1.67% ，“高中”占比為10.42%，“初中”占比為36.18%，“小學(xué)”占比為40.84%，“文盲”占比為9.89%；從職業(yè)類(lèi)別角度來(lái)看，“農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者”占比為67.26%，“農(nóng)民工”占比為8.63%，“雇工階層”占比為4.56%，“農(nóng)民知識(shí)分子”占比為1.06%，“體力勞動(dòng)者和個(gè)體工商戶(hù)”占比為7.95%，“私營(yíng)企業(yè)主”占比為0.19%，“鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)管理者”占比為0.23%，“農(nóng)村管理者”占比為1.18%，選擇“其他”占比為8.94%。不難發(fā)現(xiàn)，“百村觀(guān)察”項(xiàng)目組的數(shù)據(jù)樣本豐富、代表性強(qiáng)，而且分布范圍較廣。

(二)變量設(shè)置與概念化操作

1.因變量

習(xí)近平總書(shū)記在第十九屆中央紀(jì)委二次全會(huì)上強(qiáng)調(diào)“要深化標(biāo)本兼治，奪取反腐敗斗爭(zhēng)壓倒性勝利”。由此可見(jiàn)，廉政建設(shè)意義重大。鑒于此，本研究擬結(jié)合問(wèn)卷調(diào)查中的“您覺(jué)得村內(nèi)的黨員干部公正廉潔嗎？”來(lái)考察農(nóng)民觀(guān)念中的基層廉政建設(shè)，答案設(shè)置為“非常好”“比較好”“一般”“比較差”和“非常差”，并將其賦值為1～5，見(jiàn)表1。

表1 樣本農(nóng)戶(hù)對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的現(xiàn)狀

2.自變量

本研究的自變量包括家庭資本和政治信任。將家庭資本劃分為經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本和文化資本。其中干群關(guān)系對(duì)國(guó)家來(lái)說(shuō)是政治資本，而對(duì)農(nóng)民來(lái)說(shuō)是一種社會(huì)資本、家庭資本。根據(jù)問(wèn)卷，將“家庭年收入”作為家庭經(jīng)濟(jì)資本的具體操作化指標(biāo)，具體包括務(wù)農(nóng)收入、外出務(wù)工收入、做臨工收入、企事業(yè)單位工資收入、個(gè)體經(jīng)商收入以及其他各類(lèi)收入，該變量由連續(xù)變量轉(zhuǎn)換為五分類(lèi)變量；再將“干群關(guān)系”和“交往范圍”作為家庭經(jīng)濟(jì)資本的具體操作化指標(biāo)，其中“干群關(guān)系”為五分類(lèi)變量，“交往范圍”則具體劃分設(shè)置了三個(gè)選項(xiàng)；家庭人力資本的具體操作化指標(biāo)即“健康狀況”“教育水平”和“職業(yè)類(lèi)別”，其中“健康狀況”為五分類(lèi)變量，“教育水平”由受教育年限轉(zhuǎn)化而來(lái)，同設(shè)置為五分類(lèi)變量，“職業(yè)類(lèi)別”則具體設(shè)置九個(gè)選項(xiàng)。

作為衡量民眾政治參與狀況的重要指標(biāo)，農(nóng)民的政治信任度關(guān)乎國(guó)家治理的績(jī)效[25]。對(duì)客體及其實(shí)際效能、主客體關(guān)系等的考察，成為國(guó)內(nèi)學(xué)者測(cè)度政治信任的重要變量。據(jù)此，歸結(jié)出主體信任、能力信任、成效信任三個(gè)影響因子。本研究擬結(jié)合問(wèn)卷將“黨員干部滿(mǎn)意度”“黨員干部素質(zhì)認(rèn)可度”等作為核心自變量——主體信任的具體操作化指標(biāo)，兩者均為五分類(lèi)變量。同時(shí)，擬結(jié)合調(diào)研問(wèn)卷將“黨員干部的作用發(fā)揮”作為核心自變量——成效信任的具體操作化指標(biāo)，設(shè)置為五分類(lèi)變量。通過(guò)結(jié)合政治信任的獨(dú)特屬性及內(nèi)容，可以將政治信任劃分為能力型和意愿型兩種[18]。其中，能力型政治信任特指公民對(duì)政治體系是否具有完成其職能的能力的信任，擬結(jié)合調(diào)研問(wèn)卷將“黨員干部積極帶頭參與村莊公共設(shè)施建設(shè)與公益活動(dòng)”作為核心自變量——能力信任的具體操作化指標(biāo)，并將其設(shè)定為五分類(lèi)變量。

本研究將通過(guò)因子分析提取出政治信任三大影響因子。首先，進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，本數(shù)據(jù)采用克朗巴哈信度檢驗(yàn)，結(jié)果表明4個(gè)項(xiàng)目的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.868，表明信度較好，可以做進(jìn)一步分析。其次，采取主成分因子分析法提出3個(gè)公共因子，分別命名為成效信任因子、主體信任因子、能力信任因子。為了簡(jiǎn)化分析，我們將4個(gè)政治信任供給指標(biāo)通過(guò)因子分析進(jìn)行降維處理。我們還需要進(jìn)行Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)和球形 Bartlett 的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，4個(gè)項(xiàng)目的ZKMO值為0.814，大于最低標(biāo)準(zhǔn)0.500，說(shuō)明因子分析結(jié)果比較理想；球形Bartlett檢驗(yàn)的值為5364.453，P<0.001，說(shuō)明相關(guān)系數(shù)矩陣不是一個(gè)單位矩陣，表明變量間的關(guān)聯(lián)度較大，因此該數(shù)據(jù)適合采用因子分析。本研究應(yīng)用主成分分析法，通過(guò)使用最大方差法對(duì)因子載荷進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，4次迭代后收斂，提取出3個(gè)公因子，累積解釋貢獻(xiàn)為 93.904%。即 3 個(gè)公因子可以反映原指標(biāo)93.904%的信息量，見(jiàn)表2。

表2 政治信任的主成分法因子分析(旋轉(zhuǎn)因子載荷后)

通過(guò)以上因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：因子1包括“作用發(fā)揮”一個(gè)變量，這一變量在因子1上的因子載荷超過(guò)八成，我們將其定義為成效信任；因子2包括“滿(mǎn)意程度”和“素質(zhì)水平”兩個(gè)變量，這兩個(gè)變量在因子2上的因子載荷均超過(guò)五成，我們將其定義為主體信任；因子3包括“積極參與”一個(gè)變量，這個(gè)變量在因子3上的因子載荷達(dá)到九成以上，我們將其定義為能力信任。

3.控制變量

控制變量主要是人口學(xué)變量，主要包括：性別(男=1，女=2)；年齡(60歲及以上=1，50～59歲=2，40～49歲=3，30～39歲=4，30歲以下=5)；婚姻狀況(未婚=1，已婚=2，離異=3，喪偶=4，其他=5)，見(jiàn)表3。

表3 變量定義和賦值

三、農(nóng)民廉政建設(shè)滿(mǎn)意度影響因素的實(shí)證分析

本研究通過(guò)使用SPSS26.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，因變量為廉政建設(shè)滿(mǎn)意度，答案設(shè)置為有序五分類(lèi)變量，而運(yùn)用最優(yōu)尺度進(jìn)行分析可以“將分類(lèi)變量不同取值進(jìn)行量化處理, 從而將分類(lèi)變量轉(zhuǎn)換為數(shù)值型”[26]。通過(guò)回歸分析得出如下結(jié)果。首先，根據(jù)回歸模型ANOVO分析結(jié)果表明，F(xiàn)=173.950，P值趨近于0，小于顯著性水平0.050，證明該回歸模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；其次，調(diào)整后的R2為0.691，說(shuō)明解釋力為69.10%，模型擬合效果比較好；最后，從自變量轉(zhuǎn)換前后的容差值來(lái)看，均大于0.1，表明各自變量之間沒(méi)有明顯共線(xiàn)性(見(jiàn)表4)。

表4 家庭資本、政治信任與廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的最優(yōu)尺度回歸分析

從表4的模型分析結(jié)果來(lái)看，人口特征、家庭資本和政治信任對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度均呈現(xiàn)出不同程度的顯著影響。從各個(gè)變量在模型中的重要程度來(lái)看，重要性的占比越高，表明該變量對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的預(yù)測(cè)越重要。根據(jù)模型分析結(jié)果顯示，政治信任變量在模型中的重要性最顯著，其對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度具有較高的預(yù)測(cè)作用，所占比例高達(dá)64.20%，其中主體信任的占比最高。首先是因?yàn)檗r(nóng)民對(duì)黨員干部的滿(mǎn)意度以及對(duì)黨員干部素質(zhì)水平的認(rèn)可度提升，都更有助于農(nóng)村基層黨建發(fā)展，也更能讓日益“原子化”的農(nóng)民個(gè)體獲得更多歸屬感、凝聚力和話(huà)語(yǔ)權(quán)利；其次是家庭資本變量，其對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的預(yù)測(cè)作用占比為35.30%；而人口學(xué)變量，即控制變量對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的預(yù)測(cè)作用占比最低，僅為0.50%。

首先，家庭資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度具有一定程度的影響。具體來(lái)看，第一，家庭年收入對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度具有顯著影響，即家庭經(jīng)濟(jì)資本越高，對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度也隨之升高。H1.1假設(shè)得到驗(yàn)證。第二，干群關(guān)系對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明黨員干部和群眾之間的關(guān)系越好，對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度越高；而交往范圍的sig.值大于0.1，表明對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度不具備顯著影響。綜上來(lái)看，H1.2假設(shè)得到部分驗(yàn)證。第三，健康狀況和教育水平對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響分別在1%和5%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明健康狀況越好、教育水平越高，對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度也就越高；而職業(yè)類(lèi)別的sig.值大于0.1，表明對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度不具備顯著影響。綜上來(lái)看，H1.3假設(shè)得到部分驗(yàn)證。

其次，政治信任因素對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生影響。具體來(lái)看，第一，主體信任中的對(duì)黨員干部的滿(mǎn)意程度以及黨員自身的素質(zhì)水平對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響均在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明對(duì)黨員干部的滿(mǎn)意程度以及黨員干部自身的素質(zhì)水平對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度產(chǎn)生正向影響，即對(duì)黨員干部的滿(mǎn)意度越高、黨員干部的素質(zhì)水平越高，對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度也隨之升高。H2.1假設(shè)得到驗(yàn)證。第二，能力信任對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響在5%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明對(duì)黨員干部的能力信任水平越高，對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度也會(huì)隨之提升。H2.2假設(shè)得到驗(yàn)證。第三，成效信任對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明對(duì)黨員干部的成效信任水平越高，對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度也越高。H2.3假設(shè)得到驗(yàn)證。

最后，在控制變量中，婚姻狀況對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度具有極顯著影響，在1%的水平上顯著；性別對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響均在5%的水平上顯著；年齡對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響則在10%的水平上顯著。具體來(lái)看，婚姻狀況與廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度呈正向相關(guān)，一般來(lái)說(shuō)，婚姻完整的農(nóng)民要比婚姻不幸的農(nóng)民對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度要高；年齡與廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度呈正向相關(guān)，即年紀(jì)越大的農(nóng)民對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度越高，這可能是因?yàn)殡S著農(nóng)民群眾的年紀(jì)增長(zhǎng)，生活閱歷、生產(chǎn)生活經(jīng)驗(yàn)的豐富，對(duì)待事物也逐漸形成了更為理性的判斷有關(guān)；性別與廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度呈正向相關(guān)，但在實(shí)際生活中，不同性別的農(nóng)民對(duì)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度也存在差異化區(qū)別。

四、結(jié)論與啟示

農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度是人口結(jié)構(gòu)、家庭資本、政治信任等多種因素綜合作用的結(jié)果。本文基于全國(guó)31省(自治區(qū)、直轄市)261個(gè)村2630位農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)人口結(jié)構(gòu)、家庭資本、政治信任與農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度之間的相關(guān)性進(jìn)行研究。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)民對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度評(píng)價(jià)處于中等水平，廉政建設(shè)效果還有待進(jìn)一步提升；第二，家庭資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度具有一定影響，其中家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響較為顯著，家庭社會(huì)資本中的干群關(guān)系以及家庭人力資本中的健康狀況、教育水平對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度也具有重要提升作用，而社會(huì)交往、職業(yè)類(lèi)別對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的影響并不明顯；第三，政治信任與農(nóng)民對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度存在正向相關(guān)，具有顯著的形塑效應(yīng)，其中主體信任對(duì)農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度要高于能力信任和成效信任，這說(shuō)明“主體之間信任機(jī)制的建立”[27]對(duì)增強(qiáng)政府公信力具有重要意義；第四，人口特征對(duì)農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的預(yù)測(cè)作用十分有限。綜上所述，廉政建設(shè)政策滿(mǎn)意度主要受家庭資本和政治信任的影響，人口特征對(duì)廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的預(yù)測(cè)作用十分有限。

上述研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于新時(shí)代基層政治信任建設(shè)的現(xiàn)實(shí)路徑具有重要的啟示意義。

第一，加強(qiáng)農(nóng)民政治信任的制度化建設(shè)?！昂玫闹贫然且?guī)訓(xùn)功能的提供者，是持續(xù)性和擴(kuò)散性的保障者，是穩(wěn)定性的生產(chǎn)者”[28]，這就啟發(fā)我們通過(guò)制度化的方式提升廉政建設(shè)效果以及農(nóng)民對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)的滿(mǎn)意度，以此規(guī)避感性心理因素所導(dǎo)致的主體信任、成效信任優(yōu)于能力信任的不均衡現(xiàn)象，進(jìn)而穩(wěn)步提升農(nóng)民對(duì)黨風(fēng)廉政建設(shè)的整體滿(mǎn)意度。鑒于此，宏觀(guān)層面而言，需從國(guó)家、社會(huì)、村莊三個(gè)層面出發(fā)，全面加強(qiáng)農(nóng)民的制度化政治信任建設(shè)。首先，從國(guó)家層面來(lái)看，“法律規(guī)范是法治國(guó)家構(gòu)建信任結(jié)構(gòu)、調(diào)整信任關(guān)系最為重要的制度性工具”[29]，應(yīng)加強(qiáng)國(guó)家立法對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略布局中的農(nóng)民主體權(quán)利、黨政干部義務(wù)及干群關(guān)系的具象規(guī)制，規(guī)范政府權(quán)力的行使，避免并防止出現(xiàn)特權(quán)階層，為農(nóng)民提供更為合理的信任預(yù)期空間。其次，從社會(huì)層面來(lái)看，處于多中心治理結(jié)構(gòu)中的黨和國(guó)家，應(yīng)在精細(xì)的政策設(shè)計(jì)之外，通過(guò)拓展溝通渠道、倡導(dǎo)妥協(xié)慣習(xí)、強(qiáng)化多主體協(xié)商等并使之制度化，夯實(shí)就業(yè)、城鄉(xiāng)醫(yī)保、收入分配、文化服務(wù)等社會(huì)治理場(chǎng)域中的農(nóng)民信任建設(shè)，為村莊層面的農(nóng)民廉政觀(guān)再生產(chǎn)奠定相應(yīng)的基礎(chǔ)。最后，從村莊層面來(lái)看，應(yīng)通過(guò)改善干部作風(fēng)、強(qiáng)化政策宣傳等舉措，加快建立健全黨組織領(lǐng)導(dǎo)的村民自治等現(xiàn)代鄉(xiāng)村治理體制機(jī)制，著力提高基層黨組織的凝聚力、號(hào)召力，真正使農(nóng)民群眾信得過(guò)黨員干部，夯實(shí)黨在農(nóng)村的執(zhí)政基礎(chǔ)。

第二，實(shí)施差異化的信任建設(shè)舉措?；谵r(nóng)民廉政建設(shè)滿(mǎn)意度存在重要預(yù)測(cè)作用的政治信任變量，其內(nèi)部的主體信任、成效信任和能力信任等關(guān)鍵測(cè)量指標(biāo)，存在效度不一的影響功能，通過(guò)靈活應(yīng)對(duì)、精準(zhǔn)施策，以最大限度放大整體信任建設(shè)成效。一方面，長(zhǎng)期而言，能力信任的增強(qiáng)能夠從實(shí)踐績(jī)效維度最為穩(wěn)健地改善農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度。因此，應(yīng)通過(guò)繼續(xù)實(shí)施大學(xué)生村官計(jì)劃，挖掘一批“懂農(nóng)業(yè)、愛(ài)農(nóng)村、愛(ài)農(nóng)民”的“鄉(xiāng)土人才”，強(qiáng)化“能人變紅人”的發(fā)展理念，積極將私營(yíng)企業(yè)主、個(gè)體工商戶(hù)、種糧大戶(hù)等適應(yīng)農(nóng)村需要及得到群眾信任的能人發(fā)展入黨，以及優(yōu)化農(nóng)村黨員干部現(xiàn)代遠(yuǎn)程教育系統(tǒng)，創(chuàng)新農(nóng)村黨員干部教育方式，提升在職黨員干部素質(zhì)等，層級(jí)化地改善農(nóng)民對(duì)基層黨組織的能力信任。另一方面，在相對(duì)穩(wěn)健的前提下，短期之內(nèi)，主體信任投入對(duì)農(nóng)民的廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的改善作用最大。隨著社會(huì)發(fā)展，村莊空心化、村民“原子化”特征日益顯著，政治信任建設(shè)成本增高。為此，在強(qiáng)化黨員干部牢記初心使命、增強(qiáng)能力建設(shè)的同時(shí)，積極利用“區(qū)塊鏈分散式賬簿技術(shù)”，加強(qiáng)涵蓋黨員干部在內(nèi)的、以全體村民為對(duì)象的去中心化村莊信任結(jié)構(gòu)建設(shè)，真正實(shí)現(xiàn)村民主體信任和廉政建設(shè)滿(mǎn)意度的齊驅(qū)并進(jìn)，為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村善治奠定基礎(chǔ)。

第三，完善兜底性的政策保障措施。性別、婚姻狀況、年齡大小等結(jié)構(gòu)性人口因素以及家庭年收入等經(jīng)濟(jì)資本、干群關(guān)系等社會(huì)資本、健康狀況、教育水平等人力資本共同構(gòu)成的家庭資本因素都對(duì)基層廉政信任危機(jī)產(chǎn)生顯著影響。鑒于此，為實(shí)現(xiàn)系統(tǒng)性的政治信任建設(shè)，離不開(kāi)微觀(guān)層面的政策保障，應(yīng)從以下幾方面入手。在改善社會(huì)資本方面，在繼續(xù)貫徹掃黑除惡專(zhuān)項(xiàng)斗爭(zhēng)、健全防范打擊長(zhǎng)效機(jī)制的基礎(chǔ)上，健全農(nóng)村公共安全管理和服務(wù)體系，切實(shí)增強(qiáng)農(nóng)民群眾安全感和幸福感，彌合干群之間以及家庭內(nèi)部的情感嫌隙。與此同時(shí)，利用微信、廣播等多元媒介不斷縫合原子化農(nóng)民逐漸崩解的文化網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)，并藉此將農(nóng)民個(gè)體重新整合進(jìn)入村域共同體，使其在村莊整體發(fā)展中贏得個(gè)人契機(jī)和增進(jìn)家庭幸福。在提升人力資本方面，整體推行“最多跑一次”的“放管服”改革，為農(nóng)民提供“一門(mén)式辦理”“一站式服務(wù)”，重點(diǎn)推進(jìn)農(nóng)村義務(wù)教育控輟保學(xué)專(zhuān)項(xiàng)行動(dòng)以及適當(dāng)擴(kuò)大基本公共衛(wèi)生服務(wù)重大疾病保障范圍，努力提高不同代際農(nóng)民的人力資本，在阻斷貧困代際傳遞的同時(shí)，真正做到以農(nóng)民為中心。在優(yōu)化經(jīng)濟(jì)資本方面，農(nóng)民群眾對(duì)黨政廉潔程度的認(rèn)知，還受家庭經(jīng)濟(jì)水平的制約。為此，黨政干部在系統(tǒng)落實(shí)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的制度框架和政策體系基礎(chǔ)上，結(jié)合區(qū)位條件優(yōu)勢(shì)、村莊資源稟賦、人力資本特征，將適合本地發(fā)展且兼顧不同人群的產(chǎn)業(yè)引進(jìn)來(lái)、做起來(lái)、強(qiáng)起來(lái)，讓農(nóng)民在“家門(mén)口”就能找到就業(yè)機(jī)會(huì)，切實(shí)增進(jìn)對(duì)發(fā)展成果的獲得感和對(duì)基層干部的認(rèn)同感。