社會認(rèn)知視角下村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿影響因素研究

陸 淵，張新文

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095）

一、引言與文獻綜述

鄉(xiāng)村治理是國家民主政治發(fā)展中的重要議題。2021年中央一號文件明確指出，要推進村委會規(guī)范化建設(shè)、村務(wù)公開“陽光工程”及創(chuàng)建民主法治示范村。近年來，隨著城鎮(zhèn)一體化進程的加快，大量青壯年村民進城務(wù)工，鄉(xiāng)村“空心化”問題顯現(xiàn)，參與主體的缺失導(dǎo)致村民自治變成“少數(shù)人”的自治，甚至是“村干部自治”［1］。同時，農(nóng)村稅費改革之后，多數(shù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)只能依靠上級財政轉(zhuǎn)移支付來維持日常的基本運轉(zhuǎn)，但其本身的任務(wù)壓力并沒有減輕。鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府為了較好完成上級安排的任務(wù)并提升治理績效，“富人治村”甚至“混混治村”都成了部分地區(qū)不得已而為之的合理性選擇［2］。然而，在這些情形下鄉(xiāng)村治理出現(xiàn)了許多意外性的后果，由于缺乏有效的參與和監(jiān)督，鄉(xiāng)村基層民主的發(fā)展與公共資源分配的公平性都受到嚴(yán)重挑戰(zhàn)，村干部、“富人”等鄉(xiāng)村精英能夠利用自身的權(quán)力、財力等優(yōu)勢“俘獲”國家及縣鄉(xiāng)“落地”的項目資源，形成“精英俘獲”的局面［3］，普通村民的合法利益受到侵害，甚至在村干部選舉過程中“賄選”“潛規(guī)則”等現(xiàn)象時有發(fā)生，并逐漸發(fā)展成為“寡頭政治”［4］。賀雪峰［5］通過研究發(fā)現(xiàn)，“富人治村”可能帶來嚴(yán)重的村莊政治排斥，并在一定程度上削弱村民自治的合法性基礎(chǔ)，從而抑制村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。此外，隨著村民自治的發(fā)展，村民對追求政治平等、公平、言論自由及政治參與權(quán)利的意愿顯著增加［6］。因此，探討社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間的關(guān)系，不僅能夠提升鄉(xiāng)村治理的有效性，也對豐富和完善鄉(xiāng)村治理政策及制度具有重要實踐意義。

關(guān)于村民參與鄉(xiāng)村治理的研究，諸多學(xué)者從不同視角開展具有價值的探索。有學(xué)者從村民個體視角發(fā)現(xiàn)，性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、政治身份、收入狀況及外出務(wù)工經(jīng)歷均是影響村民參與鄉(xiāng)村治理的前因變量［7-8］。也有學(xué)者從村莊資源視角發(fā)現(xiàn)，社會資本、鄉(xiāng)村公共品供給、村莊文化是提升村民參與鄉(xiāng)村治理積極性的重要抓手［9-10］。此外，學(xué)者們從制度機制構(gòu)建視角認(rèn)為，“新鄉(xiāng)賢”培育動員機制［11］、協(xié)商民主機制［12］、鄉(xiāng)村自組織的合作機制［13］、農(nóng)民經(jīng)濟合作機制［14］及鄉(xiāng)村宗族功能機制［15］是動員村民積極參與鄉(xiāng)村治理的重要策略。既有文獻為本文提供豐富的研究視角與理論參考，但當(dāng)前研究成果以理論構(gòu)建或典型個案研究居多，缺少以數(shù)據(jù)為支撐的定量研究。同時從村民個體視角來看，當(dāng)前研究更關(guān)注于個體特征對村民參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響，缺少對村民心理機制的探究。村民作為“社會人”，其參與鄉(xiāng)村治理的意愿除了受到個體內(nèi)部差異影響之外，外部環(huán)境尤其是村民對當(dāng)前村莊“公平性”的評價會使村民心理認(rèn)知產(chǎn)生變化，進而影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理的行為意愿［16］。基于此，本文以村民個體視角為起點，重點討論社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間的關(guān)系，并進一步從村民個體心理認(rèn)知視角分析兩者之間的運作邏輯，以期回答：社會公平感是如何影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿？社會公平感是否對村民的個體心理認(rèn)知產(chǎn)生變化，進而對其有序參與鄉(xiāng)村治理的行為意愿產(chǎn)生變化？并利用CSS2017年數(shù)據(jù)進行實證檢驗，為完善村民自治制度和推動鄉(xiāng)村發(fā)展提供參考建議。

二、理論分析與研究假說

（一）理論分析

1.社會認(rèn)知理論 社會認(rèn)知理論認(rèn)為環(huán)境、個體認(rèn)知與行為意愿之間相互影響，環(huán)境變量能夠通過影響個體認(rèn)知過程進而使個體產(chǎn)生不同的行為意愿［17］。同時，社會認(rèn)知理論也被廣泛運用于環(huán)境與個體行為意愿之間的研究，如消費環(huán)境與消費意愿、規(guī)范環(huán)境與信息安全意愿［18-19］?；诖?，構(gòu)建“環(huán)境-個體認(rèn)知-行為意愿”研究框架，以分析社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間的關(guān)系，并引入社會信任和政治效能感兩個個體認(rèn)知變量，揭示兩者之間的內(nèi)在邏輯和運作路徑。具體而言，社會公平感是社會信任及政府信任的重要來源［20］，在公平公正的環(huán)境下村民與村干部、鄰里之間的有效互動能夠提升村民社會信任，并使其形成“自己人”的認(rèn)同感與歸屬感［21］，進而轉(zhuǎn)化為村民有序參與鄉(xiāng)村治理的集體意愿和行動［22］。同時營造公平公正的鄉(xiāng)村社會環(huán)境，是鄉(xiāng)村基層政府保障村民有序參與鄉(xiāng)村治理活動的基礎(chǔ)，并且基層組織通過鼓勵和引導(dǎo)村民的積極參與，使村民形成一種相信其自身具有參與鄉(xiāng)村治理行動能力的認(rèn)知，進而激發(fā)村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。

2.社會公平感 社會公平感是公民一種最基本的道德價值主觀判斷和對當(dāng)前社會認(rèn)可程度的主觀感受。因此，在一定程度上也代表了個體對當(dāng)前社會資源分配現(xiàn)狀的主觀評價與感受［23-24］。根據(jù)組織公平理論，公平感可以劃分為分配公平感、程序公平感及互動公平感。分配公平感聚焦于個體對資源分配結(jié)果的公平感知，而程序公平感與互動公平感則都是個體對社會公平“過程性”的主觀感受，前者是指個體在資源分配過程中對規(guī)則、原則公平狀況和相關(guān)權(quán)益是否被受到尊重的主觀感受，后者則是在資源分配過程中個體與他人互動中是否受到平等對待的感知。從廣義定義分析，互動公平感亦屬于程序公平感，同時，分配公平感和程序公平感都對個體產(chǎn)生強烈的激勵作用［25-26］，并且兩者均是社會公平感最為重要的組成部分。

3.社會信任 社會信任作為人類社會活動中最為重要的社會資本，是人類社會生活良好運行的基石。社會信任根據(jù)被信任方的層次一般劃分為人際信任和機構(gòu)信任，前者一般是指個體在人際互動過程中，對交往對象的言辭承諾、書面口頭陳述可靠性的一種期望程度，而后者既包含個體對組織的信任程度，又包括對政府等機構(gòu)的信任程度［27-28］，即，是否相信組織和政府機構(gòu)能夠調(diào)動資源對個體自身產(chǎn)生幫助的期望。社會信任兼具個體對他人和整個社會的情感與認(rèn)知，是一種通過互動關(guān)系而形成的心理預(yù)期。

4.政治效能感 美國學(xué)者坎貝爾［29］最先提出政治效能感這一概念，即個體認(rèn)為其自身所擁有的政治能力具有改變政治和社會的可能性，并且扮演一定角色的心理感覺。此后，許多學(xué)者在此概念上進行完善和發(fā)展，Sullivan等［30］和BALCH等［31］通過研究表明，政治效能感分為內(nèi)在政治效能感和外在政治效能感，前者是指個體對當(dāng)前社會及政治的認(rèn)知并相信其自身有能力去改變政府和社會的信心，后者則是指個體認(rèn)為政府會對其自身所提出的要求進行回應(yīng)。因此，本文認(rèn)為政治效能感既能很好地詮釋村民對自身參與鄉(xiāng)村治理能力的自信程度，又能反映村民對當(dāng)前政府能否回應(yīng)其訴求的主觀態(tài)度。

（二）研究假說

1.社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響 社會認(rèn)知理論認(rèn)為個體所處環(huán)境、個體認(rèn)知以及個體行為意愿之間存在動態(tài)聯(lián)系［32］。根據(jù)社會認(rèn)知理論，在公平公正的環(huán)境下，村民能夠感知其自身的參與對處理鄉(xiāng)村治理事務(wù)產(chǎn)生影響，進而極大地激發(fā)村民有序參與鄉(xiāng)村治理的熱情和參與意愿。正如當(dāng)鄉(xiāng)村進行扶貧資源分配的民主評議時，村民通過公開透明且合法公正的表決程序表達(dá)其自身的意見，并且其參與表決的權(quán)利也被公平對待，同時鄉(xiāng)村扶貧資源分配結(jié)果也是通過村民民主評議而產(chǎn)生，村民不僅會認(rèn)可扶貧資源分配的過程和結(jié)果公平性，也會認(rèn)為其自身的參與權(quán)和知情權(quán)在公平公正的環(huán)境下得以保證，進而會提升其之后參與鄉(xiāng)村治理的意愿。此外，許多學(xué)者通過實證研究也發(fā)現(xiàn)社會公平感對公民在耕地利用碳減排意愿、政治參與行為等具有正向預(yù)測作用［33-34］?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿具有顯著正向影響。

2.社會信任的中介作用 社會認(rèn)知理論認(rèn)為個體與其他個體的互動交流受到環(huán)境的約束，進而影響個體對其他個體的認(rèn)知評價與態(tài)度［35］，從而可能驅(qū)動個體實施他們預(yù)期能夠得到有力結(jié)果的行為。循此邏輯，當(dāng)鄉(xiāng)村為村民營造公平公正的生活環(huán)境和村干部塑造公正廉明的正面形象，并積極回應(yīng)村民的需求和提升村民生活質(zhì)量，使村民的心理與物質(zhì)需求得到滿足，進而提升村民對鄉(xiāng)村基層政府工作的滿意度與信任度，同時，自古以來中國農(nóng)村地區(qū)的村民在日常生活中保持著基于人情往來而產(chǎn)生的信任與感情的互動，進而使其產(chǎn)生“自己人”的認(rèn)同感與歸屬感［36］，能夠激發(fā)村民強烈的社會信任，促使村民產(chǎn)生親社會行為動機，即，村民有序參與鄉(xiāng)村治理的積極性和意愿顯著提升［37］?；诖?，提出如下研究假說：

H2：社會信任在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間具有中介作用；

H2a：人際信任在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間具有中介作用；

H2b：機構(gòu)信任在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間具有中介作用。

3.政治效能感的中介作用 根據(jù)社會認(rèn)知理論，個體所處的政治環(huán)境能夠影響個體本身政治參與能力以及政府回應(yīng)性感知的心理狀態(tài)，進而決定了個體愿意為政治參與行為所付出的努力程度［38］。具體而言，鄉(xiāng)村基層政府通過“村務(wù)公開”“民主協(xié)商”“一事一議”等公開透明的制度構(gòu)建，鼓勵村民積極參與的同時，基層政府也利用公開平臺對村民反映的問題進行積極有效回應(yīng)，如公共治理資源的合理分配等，不僅有助于提升村民正面認(rèn)知自我有序參與鄉(xiāng)村治理的能力，也增強其對政府回應(yīng)性的感知，進而有效提升村民的政治效能感。當(dāng)村民具有高的政治效能感時，其認(rèn)為自身具有推動政府做出改變的能力或者對政府回應(yīng)自身需求具有信心，往往這些群體具有較高的有序參與鄉(xiāng)村治理意愿［39］。相反，具有低政治效能感的村民，通常認(rèn)為其自身的參與并不能對村莊發(fā)展具有任何推動作用，或者不相信政府會對其自身的訴求進行回應(yīng)，具有較低參與鄉(xiāng)村治理的意愿。基于此，提出如下研究假說：

H3：政治效能感在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間具有中介作用。

構(gòu)建理論框架如圖1所示。

圖1 理論分析框架

三、數(shù)據(jù)來源和變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于2017年“中國社會狀況綜合調(diào)查”（CSS）項目數(shù)據(jù)，此項目是中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所發(fā)起的全國范圍內(nèi)連續(xù)性抽樣調(diào)查項目，調(diào)查區(qū)域覆蓋全國31個省/自治區(qū)/直轄市，調(diào)查訪問7 000～10 000余個家庭。本文根據(jù)研究需求保留個體基礎(chǔ)信息、社會價值觀、社會信任、社會公正及社會參與五大模塊，并剔除含有缺失值的無效樣本，最終保留有效樣本數(shù)量3 499個。

（二）變量選取

1.因變量 村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。在CSS問卷中設(shè)置“是否愿意參加政府組織的志愿者活動”“參加村委會選舉”“參加所在村居的重大決策討論”“參加自發(fā)組織的社會公益活動”4個題項，根據(jù)村民參與意愿將其賦值，1為“不愿參加”、2為“不好說”、3為“愿意參加”。在此基礎(chǔ)上，對受訪村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿進行內(nèi)部一致性檢驗（α=0.725，>0.6），結(jié)果表明，用這4個題項測量村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的可靠性較高，同時KMO-bartlett檢驗結(jié)果（0.685>0.6，p<0.001）表明這4個題項具有良好的內(nèi)容效度。

2.核心自變量 第一，社會公平感。在社會公平感測量中CSS問卷中設(shè)置“高考制度”等八題項，因子分析結(jié)果顯示刪去“高考制度”這一題項后，余下7個題項的內(nèi)部一致性較好（α=0.793，>0.6），同時KMO-bartlett檢驗結(jié)果（0.842>0.6，p<0.001）表明這7個題項具有良好的內(nèi)容效度。

第二，社會信任。從人際信任維度，CSS問卷通過詢問村民對如親人、朋友、鄰居等人員的主觀信任感知以衡量其人際信任程度。因此，本文對這些題項進行內(nèi)部一致性檢驗和因子分析，其分析結(jié)果顯示刪去“親人信任程度”這一題項后，余下題項的內(nèi)部一致性可靠程度較高（α=0.792，>0.6），同時KMObartlett檢驗結(jié)果（0.792>0.6，p<0.001）顯示這8個題項內(nèi)容效度良好。

從組織與機構(gòu)信任維度，CSS問卷詢問村民對“中央政府、鄉(xiāng)政府、醫(yī)院、新聞媒體、慈善機構(gòu)……”等組織或機構(gòu)的信任感知程度以測量其機構(gòu)信任度。本文進而對這些題項進行內(nèi)部一致性檢驗和因子分析，其結(jié)果表明保留“區(qū)縣政府信任度、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府信任度、慈善機構(gòu)信任度、新聞媒體信任度、互聯(lián)網(wǎng)信任度、法院信任程度”這6個題項并重新檢驗，檢驗結(jié)果表明這6個題項內(nèi)部一致性可靠程度較高（α=0.758，>0.6），同時KMO-bartlett檢驗結(jié)果（0.723>0.6，p<0.001）顯示這6個題項內(nèi)容效度良好。

第三，政治效能感。CSS問卷中設(shè)置“在村委會選舉中，選民的投票對最后選舉結(jié)果沒有影響”等8個問題對村民的政治效能感進行測量。因此，本文首先對這8個題項進行內(nèi)部一致性檢驗發(fā)現(xiàn)刪去“我有能力和知識對政治進行評論和參加政治活動”、“我對政治不感興趣，不愿意花時間和精力在這上面”這2個題項后，保留剩余6個題項后的內(nèi)部一致性和KMO-bartlett檢驗結(jié)果顯示信度和內(nèi)容效度可接受（α=0.655，p<0.001）。

3.控制變量 本文借鑒已有研究結(jié)論，將村民的性別、年齡、受教育程度、個人年收入、政治面貌、婚姻狀況作為控制變量納入到分析模型之中［40-41］。各變量具體的測量指標(biāo)與賦值如表1所示。

變量名稱年齡性別受教育程度婚姻個人年收入政治面貌社會公平感均值48.17 0.51 1.81 0.14 39 486.46 0.12 3.34標(biāo)準(zhǔn)差12.85 0.50 0.90 0.35 94 189.01 0.32 0.805人際信任3.83 0.681機構(gòu)信任3.54 0.792政治效能感參與意愿定義與賦值個體實際年齡女=0；男=1小學(xué)及以下=1；初中=2；高中/中專/職高=3；大專及以上=4有配偶=0；無配偶=1個體實際年收入否=0；是=1非常不公平=1；不太公平=2；不好說=3；比較公平=4；非常公平=5非常不信任=1；不太信任=2；不好說=3；比較信任=4；非常信任=5非常不信任=1；不太信任=2；不好說=3；比較信任=4；非常信任=5非常同意=1；比較同意=2；不好說=3；比較不同意=4；非常不同意=5不愿意=1；不好說=2；愿意=3 2.76 2.36 0.781 0.680

四、結(jié)果與分析

（一）共同方法偏差檢驗與驗證性因子分析

1.共同方法偏差檢驗 由于調(diào)研數(shù)據(jù)都來源于村民單一測量主體，可能會存在同源方差影響，因此，本文采用Harman單因素檢驗方法對樣本進行檢驗，結(jié)果顯示在因子未被旋轉(zhuǎn)情況下通過主成分分析提取8個特征根值大于1的因子，且首個因子的方差解釋率為21.813%（<40%），并沒有解釋大部分變量，這說明研究數(shù)據(jù)未出現(xiàn)同源方差問題。

2.驗證性因子分析 本文對比五因子、四因子、三因子、二因子及單因子的模型擬合指標(biāo)檢驗變量之間的結(jié)構(gòu)效度，檢驗結(jié)果如表2所示，五因子的每項擬合指標(biāo)都優(yōu)于其他模型，表明測量模型結(jié)構(gòu)效度良好。

（二）假設(shè)檢驗結(jié)果

1.社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響 首先采用層級回歸的方式如表3所示，模型（1）將控制變量納入方程作為基準(zhǔn)模型，其結(jié)果顯示村民加入政黨、受教育程度以及男性村民對有序參與鄉(xiāng)村治理意愿具有顯著正向效應(yīng)。隨著社會公平感納入方程，社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿具有正向影響（模型（2）），說明在公平公正的社會環(huán)境下，可以提升村民社會公平感，并進一步激發(fā)村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。近年來，隨著村民自治制度的不斷完善，“村民議事會”“村民協(xié)商議事會”等多種參與形式的出現(xiàn)，為村民參與村莊公共事務(wù)治理提供了透明公正的平臺和載體，同時，設(shè)立“村務(wù)監(jiān)督機構(gòu)”，通過“第三種權(quán)力”有效防范在村干部選舉及其他民主決策中出現(xiàn)的違法行為，為村民表達(dá)意見和訴求的權(quán)利提供保障，有效提升村民社會公平感，從而推動村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿。因此，H1得以驗證。

表3 主效應(yīng)的影響結(jié)果

擬合指標(biāo)漸進殘差均方和平方根0.037 0.039 0.047 0.057 0.078模型因子 擬合優(yōu)度系數(shù)0.915 0.869 0.801 0.744 0.620比較適配指數(shù)0.928 0.886 0.825 0.772 0.660五因子模型四因子模型三因子模型二因子模型單因子模型社會公平感，人際信任，機構(gòu)信任，政治效能感，參與意愿社會公平感，人際信任+機構(gòu)信任，政治效能感，參與意愿社會公平感，人際信任+機構(gòu)信任+政治效能感，參與意愿社會公平感+人際信任+機構(gòu)信任+政治效能感，參與意愿社會公平感+人際信任+機構(gòu)信任+政治效能感+參與意愿

2.中介作用的檢驗 Bootstrap法是當(dāng)前中介檢驗中最為常用的研究方法［42］。因此，運用MPLUS7.4統(tǒng)計軟件對中介模型進行Bootstrap檢驗，結(jié)果如表4所示。模型（7）中社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的直接路徑不顯著，人際信任在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間的中介作用也不顯著，說明社會公平感并不直接提升村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿，同時社會公平感也并不是通過人際信任的中介作用對村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿產(chǎn)生推動作用。因此，本文對原假設(shè)模型進行修正，其結(jié)果為完全中介模型（圖2）。

圖2 修正模型

圖2表示模型修正后各作用機制的路徑系數(shù)。由圖2可知，社會公平感正向影響機構(gòu)信任，說明村民社會公平感越高，機構(gòu)信任也越高，進而機構(gòu)信任能夠正向預(yù)測村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。同時存在“社會公平感-人際信任-機構(gòu)信任-村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿”的鏈?zhǔn)街薪槁窂剑鐣礁姓蛴绊懭穗H信任，人際信任進一步提升村民對機構(gòu)信任的程度，進而促進村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。表5表示采用Bootstrap方法進行作用機制的分析結(jié)果，其結(jié)果表明，社會公平感通過機構(gòu)信任影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的間接效應(yīng)值為0.026，而社會公平感通過人際信任及機構(gòu)信任的鏈?zhǔn)絺鲗?dǎo)影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的間接效應(yīng)值為0.02。因此，H2得到驗證。同時，政治效能感隨著村民社會公平感的提升而上升，進而政治效能感能夠正向預(yù)測村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿（圖2）。通過表5的Bootstrap結(jié)果可以分析，社會公平感通過政治效能感影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的間接效應(yīng)值為0.005。因此，H3得以驗證。

模型（7）參與意愿-0.011-0.025 0.295**-0.092 0.086**0.181**0.003 0.000 0.086**0.084**0.053 19.376**變量名稱個人年收入年齡政治面貌婚姻教育性別社會公平感人際信任機構(gòu)信任政治效能感模型（3）人際信任-0.006 0.087**0.152**-0.104*-0.043*-0.02 0.478**模型（4）機構(gòu)信任-0.02 0.076**0.149**-0.040-0.022-0.041 0.531**模型（5）機構(gòu)信任-0.018 0.034*0.076 0.011-0.001-0.031 0.299**0.485**模型（6）政治效能感0.013-0.138**0.384**0.026 0.135**-0.107**0.056**R2 F 0.258 170.658**0.305 215.747**0.480 396.151**0.08 42.751**

上述結(jié)果表明，人際信任、機構(gòu)信任及政治效能感在社會公平感和村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間具有重要傳導(dǎo)作用。如果村民生活在不公平的環(huán)境下，其社會信任會降低，同時其也不相信政府會對其自身的訴求進行回應(yīng)，導(dǎo)致村民往往沒有“動力”有序參與鄉(xiāng)村治理活動。為此，全國各地都積極開展村民自治的民主治理模式創(chuàng)新，如浙江“村民協(xié)商議事會”、廣西“村務(wù)商議團”等都通過村務(wù)透明化、決策陽光化、官民互動化、監(jiān)督防腐化等多重以制度化的形式公平公正地保障村民有序參與鄉(xiāng)村治理活動的權(quán)利，有效互動不僅加強了村民與官員之間的相互信任，還進一步提升村民對組織以及政府的信任度，進而激發(fā)村民有序參與鄉(xiāng)村治理事務(wù)的熱情。同時通過“一事一議”“村民大會”制度的設(shè)立，能為村民提供表達(dá)其自身訴求和期望的平臺，也使村干部能在公開的場合下對村民的訴求進行回應(yīng)，增強村民的政治效能感。當(dāng)村民的社會信任和政治效能感得到滿足時，會增強其有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。

此外，通過方杰等［43］提出的多重中介效應(yīng)對比方法，即，檢驗3個中介效應(yīng)差的顯著性（表5），機構(gòu)信任的中介效應(yīng)在3條中介路徑中具有更強的中介作用，也表明機構(gòu)信任是村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿中最為接近的心理構(gòu)念。

變量路徑社會公平感-機構(gòu)信任-參與意愿社會公平感-人際信任-機構(gòu)信任-參與意愿社會公平感-政治效能感-參與意愿人際信任-機構(gòu)信任VS.政治效能感機構(gòu)信任VS.政治效能感人際信任-機構(gòu)信任VS.機構(gòu)信任效應(yīng)值0.026 0.020 0.005 0.015 0.021-0.006 95%置信區(qū)間下限0.014 0.011 0.002 0.005 0.009-0.011上限0.038 0.029 0.008 0.024 0.033-0.003

五、主要結(jié)論與政策建議

基于社會認(rèn)知視角構(gòu)建“環(huán)境-個體認(rèn)知-行為意愿”的分析框架，探討社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿的作用機理，并采用CSS2017年數(shù)據(jù)展開實證研究，驗證社會公平感對村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿具有顯著正向作用。同時，發(fā)現(xiàn)社會公平感并不是直接影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿，而是通過社會信任和政治效能感兩種個體心理認(rèn)知的傳導(dǎo)作用。其一，機構(gòu)信任在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間承擔(dān)完全中介作用，同時在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間存在一條人際信任和機構(gòu)信任的鏈?zhǔn)街薪樽饔寐窂?；其二，政治效能感也在社會公平感與村民有序參與鄉(xiāng)村治理意愿之間發(fā)揮部分中介作用。

基于研究結(jié)論，得到如下政策建議：第一，隨著“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的推進，外源的資本輸入與內(nèi)部利益主體的組合投入應(yīng)當(dāng)以農(nóng)民利益和需求為先，鄉(xiāng)村基層組織更應(yīng)該重視村民在鄉(xiāng)村治理與發(fā)展中的參與性與受益性，將村民的利益放在首位，避免本末倒置，形成對鄉(xiāng)村公共資源分配“公平性”的挑戰(zhàn)。第二，社會公平感作為村民對當(dāng)前社會資源分配、政府執(zhí)法公正性的主觀評價，直接影響村民有序參與鄉(xiāng)村治理的主觀意愿。鄉(xiāng)村應(yīng)當(dāng)構(gòu)建完善、透明的公示機制，將資源分配以及村莊重要事件進行公示，避免程序上“黑箱操作”。同時，完善法律體系和監(jiān)督機制，保障村民等參與主體的權(quán)利，維護公平公正的社會氛圍。第三，建立完善的民主協(xié)商機制，通過對話平臺促使村民與干部之間理性對話和有效互動，不僅有效激發(fā)與提升村民對其參與鄉(xiāng)村治理能力的認(rèn)知和自信，也有利于基層黨組織和政府通過協(xié)商機制對村民的訴求進行有效回應(yīng)與反饋，從而提升村民的政治效能感，進而激發(fā)村民有序參與鄉(xiāng)村治理的意愿。