農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)與村民自治

徐龍順

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433)

一、農(nóng)民生計(jì)資本與村民自治的研究現(xiàn)狀

2021年國(guó)家頒布《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)基層治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設(shè)的意見》突出強(qiáng)調(diào)健全基層群眾自治制度，健全村(居)民自治機(jī)制。村民自治是我國(guó)基層民主政治的基礎(chǔ)，經(jīng)過三十余年的探索實(shí)踐，村民自治不僅成為基層治理實(shí)踐的偉大創(chuàng)舉，也是農(nóng)村社會(huì)邁向民主化治理的重要舉措。近年來(lái)，我國(guó)村民自治的制度實(shí)踐實(shí)現(xiàn)了從“權(quán)威型治理”到“協(xié)同型治理”的轉(zhuǎn)變，治理能力實(shí)現(xiàn)了“剛性化治理”到“柔性化治理”的飛躍，但仍存在自治主體虛化、自治能力弱化的問題，“村民自治”的理想藍(lán)圖與現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景之間還存在巨大鴻溝[1]。因此，在推進(jìn)基層治理現(xiàn)代化進(jìn)程中急需解決的問題是：如何提高村民自治能力，促進(jìn)村民自治參與。其中，可持續(xù)生計(jì)分析框架為解決這一現(xiàn)實(shí)問題提供了新的視角，生計(jì)資本這一非正式制度對(duì)村民自治具有積極促進(jìn)效應(yīng)。生計(jì)資本不僅關(guān)系著農(nóng)民生活狀態(tài)的改善，還直接影響農(nóng)民的生計(jì)活動(dòng)[2]，因此村民自治作為農(nóng)民表達(dá)意愿、維護(hù)權(quán)利的生計(jì)活動(dòng)呈現(xiàn)方式深受其生計(jì)資本的影響。新時(shí)代下以村民自治制度為指導(dǎo)破解基層治理難題，以可持續(xù)生計(jì)資本為保障紓解村民自治參與性不足的困境，對(duì)于提高村民自治能力和推進(jìn)基層治理現(xiàn)代化具有重要意義。

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)村民自治的研究主要圍繞三條路徑展開。一是村民自治的治理研究，村民自治作為一種治理機(jī)制是鄉(xiāng)村社會(huì)治理的直接民主形式，鄉(xiāng)村社會(huì)治理本身蘊(yùn)含著政治的邏輯、行政的邏輯和自治的邏輯，而村民自治是鄉(xiāng)村社會(huì)治理的重要表現(xiàn)形式[3]。已有學(xué)者研究了社會(huì)治理情境下農(nóng)民生計(jì)資本對(duì)村民自治的影響。在人力資本對(duì)村民自治的影響研究中，一些學(xué)者研究了農(nóng)民的性別、年齡、婚姻狀況、政治面貌等因素的社會(huì)參與效應(yīng)[4]。教育作為人力資本最核心的內(nèi)容對(duì)個(gè)體治理參與的影響研究呈現(xiàn)差異化：政治過程理論和資源動(dòng)員理論認(rèn)為公民受教育程度對(duì)參與社會(huì)活動(dòng)有直接或間接影響[5]，在具體的村民自治領(lǐng)域中，政府對(duì)農(nóng)民的教育引導(dǎo)，農(nóng)民對(duì)參與知識(shí)的獲取和了解有助于提高村民自治的參與水平[6]；教育的“參與悖論”認(rèn)為教育與公民社會(huì)參與并沒有直接聯(lián)系，隨著公民受教育水平的提高，教育的邊際效應(yīng)遞減，因此教育對(duì)參與行為的影響是相對(duì)的而不是絕對(duì)的[7]。在金融資本(經(jīng)濟(jì)資本)對(duì)村民自治的影響研究中，金融資本的主要表現(xiàn)形式是收入，有學(xué)者基于絕對(duì)收入理論的研究認(rèn)為收入高的人更有可能感受到社會(huì)的積極變化，進(jìn)而投入到政治生活中[8]，以家庭純收入為研究對(duì)象，何可等研究認(rèn)為家庭純收入越高的農(nóng)民治理參與的意愿也越高[9]；以個(gè)體年收入為研究對(duì)象，汪紅梅等通過研究農(nóng)民參與村域環(huán)境治理的意愿和方式認(rèn)為農(nóng)民人均年收入對(duì)參與方式影響顯著，農(nóng)民收入越高越傾向于以投資的方式參與治理[10]。還有學(xué)者基于相對(duì)收入理論研究認(rèn)為縱向經(jīng)濟(jì)獲得感和橫向經(jīng)濟(jì)獲得感對(duì)農(nóng)民有序參與行為具有顯著效應(yīng)[11]。在社會(huì)資本對(duì)村民自治的影響研究中主要出現(xiàn)兩種觀點(diǎn)傾向，一種觀點(diǎn)認(rèn)為以社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)規(guī)范為特征的社會(huì)資本顯著提高村民社區(qū)治理[12]和社會(huì)矛盾治理[13]參與意愿和行為，社會(huì)資本的豐富程度能夠影響鄉(xiāng)村治理背景下的村民自治水平，兩者存在內(nèi)在耦合關(guān)系[14]，可以通過鄉(xiāng)村社會(huì)資本整合提高治理效能[15]；還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為鄉(xiāng)村社會(huì)資本主要是基于血緣和地緣的“關(guān)系社會(huì)”和“人情社會(huì)”，表現(xiàn)為“宗族派系”、“民間信仰”和“精英俘獲”，鄉(xiāng)村政治權(quán)力與社會(huì)資本形成利益共謀[16]，社會(huì)資本的表現(xiàn)形式發(fā)生異化，逐漸呈現(xiàn)出消極社會(huì)資本的一面[17]。二是村民自治的制度研究，學(xué)者們主要研究了選舉制度、村務(wù)公開制度、決策制度、監(jiān)督制度等制度建設(shè)內(nèi)容和運(yùn)行困境[18]，傾向于關(guān)注村民自治的民主價(jià)值取向和制度賦權(quán)功能[19]。三是村民自治的鄉(xiāng)村關(guān)系研究，該研究主要聚焦于國(guó)家權(quán)力與村民自治的辯證關(guān)系，因此有學(xué)者提出了“控制的自治”[20]、“行政吸納自治”[21]、協(xié)調(diào)共生的“共棲”[22]等觀點(diǎn)。

梳理和分析現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，雖然已有學(xué)者分析了農(nóng)民生計(jì)資本與村民自治的效應(yīng)關(guān)系，但選取生計(jì)資本的維度較少，對(duì)村民自治的測(cè)量維度也存在較大爭(zhēng)議，且研究數(shù)據(jù)量小，缺少基于全國(guó)微觀數(shù)據(jù)可持續(xù)生計(jì)分析框架的現(xiàn)實(shí)考量。此外，對(duì)“可持續(xù)生計(jì)能力—政治興趣和政治信任意愿—村民自治行為”之間影響機(jī)理和作用機(jī)制的實(shí)證研究也較少。本文的理論貢獻(xiàn)如下：一是從制度性和非制度性維度測(cè)量村民自治，并基于因子分析和加權(quán)得分兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；二是基于可持續(xù)生計(jì)分析框架，從人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本的維度實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治的影響；三是基于社會(huì)實(shí)踐理論和計(jì)劃行為理論，遵循“客觀能力—主觀意愿—參與行為”鏈條，實(shí)證分析“農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)—政治興趣和政治信任—村民自治”之間影響機(jī)制，探討政治興趣和政治信任在農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)與村民自治之間的中介效應(yīng)。

二、農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治影響的分析框架與假設(shè)

(一)可持續(xù)生計(jì)：村民自治的客觀能力

可持續(xù)生計(jì)是農(nóng)民在從事生計(jì)活動(dòng)過程中所擁有的人力、自然、物質(zhì)、金融和社會(huì)資本的總和，在基層治理實(shí)踐中，可持續(xù)生計(jì)是村民自治的客觀能力和基本保障?？沙掷m(xù)生計(jì)分析框架契合“村民自治”制度和“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略發(fā)揮公民主體作用的特征，可以在可持續(xù)生計(jì)分析框架下把握村民自治現(xiàn)狀。

人力資本是指?jìng)€(gè)體所擁有的不以產(chǎn)品出賣而轉(zhuǎn)移的特定資本形式，是個(gè)體為追求生計(jì)目標(biāo)所持有的文化、知識(shí)、技能、健康等。教育傳授了公民政治參與技能與知識(shí)，賦予了公民清晰的政治關(guān)系認(rèn)知及理性的政治參與行為，更能促進(jìn)公民參與政治活動(dòng)[23]。擁有更多政治知識(shí)和能力的公民知道何時(shí)何地如何參與何種事務(wù)，有更高的參與素養(yǎng)[24]。也有學(xué)者認(rèn)為年齡是農(nóng)民最主要的生計(jì)資本，對(duì)政治參與具有正向促進(jìn)效應(yīng)[25]。在我國(guó)，村民自治作為基層民主政治的基礎(chǔ)，村民自治實(shí)踐是農(nóng)民政治參與的直觀表現(xiàn)形式。由此，提出以下假設(shè)：

H1：人力資本對(duì)村民自治有顯著正影響。

H1a：受教育程度對(duì)村民自治有顯著正影響。

H1b：政治知識(shí)和能力對(duì)村民自治有顯著正影響。

H1c：年齡對(duì)村民自治有顯著正影響。

自然資本是指自然資源存量和生態(tài)服務(wù)質(zhì)量，對(duì)于農(nóng)民而言主要是土地，土地是農(nóng)民主要的生產(chǎn)場(chǎng)域，是維持生計(jì)最為基本的生產(chǎn)要素[26]，因此參考蘇芳等[27]研究選取農(nóng)民耕地面積作為自然資本的代理變量。一般而言，農(nóng)民通過土地生產(chǎn)勞動(dòng)將較為豐富的自然資本轉(zhuǎn)化為較高的經(jīng)濟(jì)資本，因此形成自然資本轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)資本進(jìn)而促進(jìn)村民自治的關(guān)系路徑。據(jù)此提出假設(shè)如下：

H2：自然資本對(duì)村民自治有顯著正影響。

物質(zhì)資本是指能夠長(zhǎng)期存在并為農(nóng)民提供基本生活保障的物質(zhì)資料，對(duì)于農(nóng)民而言，房子和生產(chǎn)工具是事關(guān)生存的關(guān)鍵要素，將直接關(guān)系其生活質(zhì)量和生活感知，進(jìn)而對(duì)村民自治產(chǎn)生影響。此外，農(nóng)民物質(zhì)資本存量一定程度上反映其經(jīng)濟(jì)資本水平，一般而言，物質(zhì)資本越豐富，經(jīng)濟(jì)水平和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位將越高，從而有效提高村民自治的參與意愿和能力。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：物質(zhì)資本對(duì)村民自治有顯著正影響。

金融資本是指流動(dòng)、儲(chǔ)備資金及變現(xiàn)等價(jià)物，金融資本影響權(quán)力資源、信息資源的正向配置，擁有更多資源的個(gè)體或群體更有興趣或資本參與治理活動(dòng)。對(duì)于農(nóng)民而言，金融資本主要是收入和儲(chǔ)蓄[28]，此外，政府部門的福利補(bǔ)貼和參加的保險(xiǎn)也是金融資本的一種存在形式[29]。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H4：農(nóng)民金融資本越豐富，參與村民自治的可能性越大。

H4a：農(nóng)民收入水平越高，參與村民自治的可能性越大。

H4b：農(nóng)民家庭總儲(chǔ)蓄越高，參與村民自治的可能性越大。

H4c：農(nóng)民獲得的政府福利補(bǔ)貼越多，參與村民自治的可能性越大。

H4d：參加保險(xiǎn)的農(nóng)民更有可能參與村民自治。

社會(huì)資本是指社會(huì)關(guān)系和社會(huì)組織等社會(huì)資源，是個(gè)體為追求生計(jì)目標(biāo)所持有的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任等[30]。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以拓展視野和強(qiáng)化關(guān)系聯(lián)結(jié)，在人情社會(huì)中內(nèi)嵌于政治活動(dòng)，成為獲取政治資源的重要資本，因此社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)民治理參與具有影響[31]。社會(huì)信任可以通過建立信息共享機(jī)制、合作機(jī)制和內(nèi)在約束機(jī)制，進(jìn)而影響著農(nóng)民治理參與[9]。據(jù)此將社會(huì)資本劃分為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任，提出假設(shè)如下：

H5：農(nóng)民社會(huì)資本越豐富，參與村民自治的可能性越大。

H5a：農(nóng)民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本越豐富，參與村民自治的可能性越大。

H5b：農(nóng)民社會(huì)信任水平越高，參與村民自治的可能性越大。

(二)政治興趣、政治信任：村民自治的主觀意愿

政治興趣是指公民政治參與的心理態(tài)度和信念，是個(gè)體對(duì)政治系統(tǒng)影響力的主觀判斷，成為預(yù)測(cè)公民政治態(tài)度和政治行為的關(guān)鍵心理要素。已有研究表明，政治興趣對(duì)公民政治參與有顯著促進(jìn)效應(yīng)，政治興趣作為政治卷入的主要表征與政治資源、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)共同決定政治參與行為[32]。由此，本文提出如下假設(shè)：

H6：農(nóng)民政治興趣越高，參與村民自治的可能性越大。

政治信任是公民對(duì)政府、公職人員、政治制度、政治價(jià)值信任的集合體。政治信任表現(xiàn)為公民對(duì)政治權(quán)威的認(rèn)同和政治規(guī)則的遵守，是對(duì)國(guó)家政治和行政過程的情感流露，影響著公民對(duì)所處政治系統(tǒng)、所做政治決策的的心理認(rèn)同。較高的政治信任能夠提高公民采取積極的治理參與行為可能性[33]。據(jù)此提出假設(shè)：

H7：農(nóng)民政治信任水平越高，參與村民自治的可能性越大。

(三)分析框架：“客觀能力—主觀意愿—參與行為”

社會(huì)實(shí)踐理論認(rèn)為，個(gè)體行為表達(dá)受“客觀能力”和“主觀意愿”雙重作用影響，是場(chǎng)域、慣習(xí)和資本交互影響的結(jié)果[34]。在客觀能力上考量“誰(shuí)能參與”，在主觀意愿上考量“誰(shuí)愿參與”，遵循著“能力”到“意愿”再到“行為”的作用鏈條[11]?？陀^能力反饋于主觀意愿，主觀意愿作用于行為表達(dá)，因此可持續(xù)生計(jì)資本的能力表征通過政治興趣和政治信任的意愿慣習(xí)作用于村民自治的參與行為。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，個(gè)體人口特征和社會(huì)文化等因素通過影響行為信念間接影響行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制，并最終影響行為意向和行為表達(dá)[35]，因此，遵循了“行為能力—行為意向—行為表達(dá)”的發(fā)展路徑。由此提出如下假設(shè)：

政治興趣在人力資本(H8a)、自然資本(H8b)、物質(zhì)資本(H8c)、金融資本(H8d)、社會(huì)資本(H8e)影響村民自治,存在中介效應(yīng)。

政治信任在人力資本(H9a)、自然資本(H9b)、物質(zhì)資本(H9c)、金融資本(H9d)、社會(huì)資本(H9e)影響村民自治,存在中介效應(yīng)。

基于此，本研究構(gòu)建了“可持續(xù)生計(jì)”，“政治興趣、政治信任”與“村民自治”之間關(guān)系的分析框架，見圖1。

圖1 本研究分析框架

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量設(shè)置與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)源于2017年中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey，CSS)，該調(diào)查覆蓋全國(guó)29個(gè)省(直轄市、自治區(qū))，共計(jì)調(diào)查問卷10143份。根據(jù)研究?jī)?nèi)容，對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)篩選處理，共得有效問卷5622份。樣本基本特征見表1。

表1 樣本基本特征

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量：村民自治。村民自治的核心內(nèi)容為“民主選舉、民主決策、民主管理和民主監(jiān)督”。因此，結(jié)合“村民自治”內(nèi)容并根據(jù)制度性參與和非制度性參與，將村民自治的民主選舉測(cè)量指標(biāo)選取為“參加村委會(huì)選舉”；民主決策操作化為“參加村、單位的重大決策討論，參加線上或線下政治問題討論”；民主管理的代理變量為“參加志愿者活動(dòng)，參加社會(huì)公益活動(dòng)”；民主監(jiān)督的測(cè)量指標(biāo)為“向媒體反映社會(huì)問題，向政府反映意見，參加罷工、游行等行動(dòng)，參加線上或線下維權(quán)行動(dòng)”。村民自治的9個(gè)指標(biāo)測(cè)量方式為“參加=1”，“未參加=0”。運(yùn)用主成分因子分析方法對(duì)9個(gè)指標(biāo)做因子分析，依據(jù)特征根值大于1的原則提取公因子(1.614；1.566；1.362)，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的方差解釋率計(jì)算村民自治，KMO檢驗(yàn)結(jié)果為0.708，說(shuō)明可以進(jìn)行因子分析(見表2)。

表2 村民自治的主成分因子分析

2.解釋變量：可持續(xù)生計(jì)。參考蘇芳等[27]、趙恬等[29]研究，本文從人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本五個(gè)方面設(shè)置指標(biāo)測(cè)量可持續(xù)生計(jì)，具體變量含義及賦值見表3。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.中介變量：政治興趣、政治信任。參考Barasch等[36]研究，政治興趣主要衡量指標(biāo)為“對(duì)政治活動(dòng)的興趣程度”，政治信任的操作化指標(biāo)為“對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)基層政府的信任”。

4.控制變量。除了選取性別、婚姻狀況、政治面貌等人口學(xué)特征變量外，考慮到身份認(rèn)同，不同地域經(jīng)濟(jì)、文化、政治等因素對(duì)村民自治采取的行為模式可能不同，因此選取身份認(rèn)同和省份作為控制變量。

(三)模型構(gòu)建

農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)并非單一路徑影響村民自治，政治興趣和政治信任可能發(fā)揮著可持續(xù)生計(jì)與村民自治的中介作用，作用過程如圖2所示。因此本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，參照溫忠麟等[37]中介效應(yīng)分析方法構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下。

圖2 中介效應(yīng)作用機(jī)制模型

Autonomyi=α0+α1livelihoodi+Zi+εi

(1)

Po_interesti=β0+β1livelihoodi+Zi+εi

(2)

Po_trusti=λ0+λ1livelihoodi+Zi+εi

(3)

Autonomyi=γ0+γ1livelihoodi+γ2Po_interesti+Zi+εi

(4)

Autonomyi=φ0+φ1livelihoodi+φ2Po_trusti+Zi+εi

(5)

本文共構(gòu)建5個(gè)計(jì)量模型，其中，i代表農(nóng)民個(gè)體，Autonomy代表村民自治，livelihood為人力資本、自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本在內(nèi)的可持續(xù)生計(jì)，Po_interest為政治興趣，Po_trust為政治信任，Z為控制變量，α、β、λ、γ、φ為待估參數(shù)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治影響的結(jié)果分析

(一)基本結(jié)果分析

表4匯報(bào)了農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治的影響。首先，在人力資本對(duì)村民自治的影響方面，由模型(6)可知，教育對(duì)村民自治存在顯著的正向影響，農(nóng)民受教育程度每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(1.084)，村民自治的可能性就提高1.2個(gè)百分點(diǎn)，H1a得以檢驗(yàn)；政治知識(shí)和能力在1%的顯著性水平上正向影響村民自治，與H1b觀點(diǎn)一致，說(shuō)明知識(shí)和能力基本素養(yǎng)是村民自治的重要支撐；年齡在1%的顯著性水平上正向影響村民自治，H1c得到驗(yàn)證，說(shuō)明在20～73歲的年齡范圍內(nèi)，村民年齡越大參與自治的概率越高，這符合我國(guó)農(nóng)村“空巢老人”和“空巢家庭”的現(xiàn)狀。在自然資本對(duì)村民自治的影響方面，土地生產(chǎn)要素并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，即H2不成立，可能的解釋是：隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化推進(jìn)，農(nóng)村土地拋荒化愈發(fā)嚴(yán)重，農(nóng)民對(duì)土地的情感愈發(fā)薄弱。在物質(zhì)資本對(duì)村民自治的影響方面，農(nóng)民所擁有的房子數(shù)量對(duì)村民自治影響不顯著，H3不成立，可能的解釋是：相對(duì)于城市而言，農(nóng)村宅基地市場(chǎng)流動(dòng)性不足、市場(chǎng)化程度較低，其市場(chǎng)價(jià)值的評(píng)估還不完善，同時(shí)，農(nóng)民對(duì)住房數(shù)量并沒有較高的渴望，因此房子數(shù)量并不是影響村民自治的關(guān)鍵變量。在金融資本對(duì)村民自治的影響方面，個(gè)人總收入對(duì)村民自治存在顯著的負(fù)向影響，與H4a觀點(diǎn)相反，說(shuō)明收入水平越高的個(gè)體單位時(shí)間的勞動(dòng)價(jià)值越高，會(huì)有更多時(shí)間投入生產(chǎn)資料活動(dòng)而無(wú)暇參與自治活動(dòng)；家庭總儲(chǔ)蓄對(duì)村民自治并沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性，H4b不成立；福利補(bǔ)貼對(duì)村民自治影響不顯著，H4c沒有通過檢驗(yàn)；參加醫(yī)療保險(xiǎn)或公費(fèi)醫(yī)療在1%的顯著性水平上正向影響村民自治，H4d成立。在社會(huì)資本對(duì)村民自治的影響方面，是否上網(wǎng)、工作情況、參加團(tuán)體情況和社會(huì)信任水平均正向影響村民自治行為，H5a和H5b得以驗(yàn)證。

其次，在控制變量中，性別、政治面貌和身份認(rèn)同對(duì)村民自治有顯著影響，而婚姻狀況則不具備顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)表4估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過更改被解釋變量的處理方式進(jìn)行檢驗(yàn)。將村民自治的9項(xiàng)指標(biāo)的得分進(jìn)行等權(quán)重加總作村民自治(Autonomy2)的得分。表5估計(jì)結(jié)果顯示，除自然資本、物質(zhì)資本、家庭總儲(chǔ)蓄和福利補(bǔ)貼外，其余農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治均有顯著影響，個(gè)人總收入的影響系數(shù)為負(fù)，其余為正，總體回歸結(jié)果與表4一致，說(shuō)明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治影響的估計(jì)結(jié)果

表5 農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治(加權(quán)得分)影響的估計(jì)結(jié)果

(三)影響機(jī)制檢驗(yàn)

1.農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)政治興趣和政治信任的影響

由表4基本回歸結(jié)果可知，農(nóng)民自然資本和物質(zhì)資本對(duì)村民自治并沒有顯著影響，在影響機(jī)制檢驗(yàn)中終止檢驗(yàn)。在進(jìn)行影響機(jī)制檢驗(yàn)之前，對(duì)人力資本、金融資本和社會(huì)資本各代理變量進(jìn)行因子分析(1)限于篇幅，因子分析過程省略。，依據(jù)特征根值大于1的原則提取公因子計(jì)算人力資本(Human)、金融資本(Financial)和社會(huì)資本(Social)。借鑒溫忠麟等[37]中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，首先考察農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)政治興趣和政治信任的影響，結(jié)果見表6。

表6 農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)政治興趣和政治信任影響的估計(jì)結(jié)果

表6模型(1)和(4)顯示，人力資本在1%的顯著性水平上正向影響政治興趣且負(fù)向影響政治信任，人力資本水平較高的農(nóng)民表現(xiàn)為較高政治興趣，但農(nóng)民政治信任顯著降低，這符合世界公民對(duì)政府信任水平普遍降低的趨勢(shì)。由模型(2)和(5)可知，金融資本在5%的顯著性水平上負(fù)向影響政治興趣和政治信任，說(shuō)明金融資本較高的農(nóng)民有穩(wěn)定的工作和收入來(lái)源，單位時(shí)間勞動(dòng)價(jià)值較高，更有可能成為政治消極公民。此外，具有較高金融資本的農(nóng)民對(duì)政府提供公共服務(wù)的可及性、便利性需求較高，乃至更高層次的尊重需求、自我實(shí)現(xiàn)需求和自我超越需求也較難得到滿足，從而造成對(duì)政府的不信任。模型(3)和(6)表明，社會(huì)資本在1%的顯著性水平上正向影響政治興趣和政治信任，社會(huì)資本較豐富的個(gè)體在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)上表現(xiàn)為擁有更高層次的人際網(wǎng)絡(luò)和更為豐富的政治信息，從而轉(zhuǎn)化為“尋租”的資本，在社會(huì)信任上表現(xiàn)為擁有更高的信任感知，具有更高的政治效能感，從而將社會(huì)信任轉(zhuǎn)化為政治信任。

2.農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)和政治興趣、政治信任對(duì)村民自治的影響

接續(xù)農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)政治興趣和政治信任的影響研究，進(jìn)一步考察農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)和政治興趣、政治信任對(duì)村民自治的影響，從而完成整個(gè)中介效應(yīng)的影響機(jī)制檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果見表7。

表7 農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)和政治興趣、政治信任對(duì)村民自治影響的估計(jì)結(jié)果

表7模型(1)、(2)、(3)顯示，總體來(lái)看，人力資本、金融資本和社會(huì)資本均在1%的顯著性水平上正向影響村民自治，H1、H4、H5驗(yàn)證成立。模型(4)、(5)、(6)顯示，政治興趣在1%的顯著性水平上正向作用于村民自治，這與H6觀點(diǎn)一致，因?yàn)檎闻d趣較高的農(nóng)民對(duì)社會(huì)事務(wù)較為敏銳和熱情，這符合“心理學(xué)模型”基本假設(shè)，結(jié)合表6模型(1)、(2)、(3)，H8a、H8d、H8e通過檢驗(yàn)。模型(7)、(8)、(9)顯示，政治信任對(duì)村民自治存在顯著負(fù)影響，H7不成立，結(jié)合表6模型(4)、(5)、(6)，H9a、H9d、H9e通過驗(yàn)證。

3.中介效應(yīng)量分析

根據(jù)本文中介效應(yīng)作用機(jī)制模型，參考溫忠麟等[37]研究方法，報(bào)告政治興趣、政治信任在農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)影響村民自治中的中介效應(yīng)量。首先比較β1γ2與γ1，λ1φ2與φ1的符號(hào)，若同號(hào)，屬于部分中介效應(yīng)，報(bào)告中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例，即β1γ2/α1、λ1φ2/α1；若異號(hào)，屬于遮掩效應(yīng)，報(bào)告間接效應(yīng)與直接效應(yīng)比例的絕對(duì)值，即|β1γ2/γ1|、|λ1φ2/φ1|。因此，結(jié)合表6和表7，計(jì)算中介效應(yīng)的效應(yīng)量如表8所示。

表8 中介效應(yīng)的效應(yīng)量 %

五、結(jié)論與啟示

本文利用CSS2017微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，基于可持續(xù)生計(jì)分析框架的現(xiàn)實(shí)思考，全面探討農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)對(duì)村民自治的影響及作用機(jī)制，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文得出以下結(jié)論：(1)人力資本、金融資本和社會(huì)資本對(duì)村民自治具有顯著正向影響，其中金融資本影響效應(yīng)最大，人力資本影響效應(yīng)次之，社會(huì)資本影響效應(yīng)最小，而自然資本和物質(zhì)資本對(duì)村民自治的影響并不顯著。(2)人力資本層面的受教育程度、政治知識(shí)和能力貢獻(xiàn)較大；金融資本層面的收入影響效應(yīng)顯著為負(fù)，參加醫(yī)療保險(xiǎn)或公費(fèi)醫(yī)療的正向貢獻(xiàn)最大；社會(huì)資本層面的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有較大的顯著正效應(yīng)，而社會(huì)信任貢獻(xiàn)效應(yīng)較小。(3)影響機(jī)制發(fā)現(xiàn)，人力資本、金融資本和社會(huì)資本通過政治興趣和政治信任影響村民自治。(4)政治興趣和政治信任在農(nóng)民可持續(xù)生計(jì)影響村民自治中存在部分中介效應(yīng)或遮掩效應(yīng)，政治興趣的中介效應(yīng)量較大，政治信任的中介效應(yīng)量較小。

據(jù)此，本文得出以下政策啟示：(1)整體而言，夯實(shí)“村民自治”基石，改善農(nóng)民生計(jì)資本，形塑農(nóng)民參與村民自治的心理，激活農(nóng)民主體活力，提高村民自治參與度和獲得感，發(fā)揮農(nóng)民參與村民自治的積極性與創(chuàng)造性。(2)在參與能力制約方面，完善鄉(xiāng)村教育基礎(chǔ)設(shè)施，優(yōu)化鄉(xiāng)村教育財(cái)政投入結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)農(nóng)民繼續(xù)教育；健全農(nóng)民參與村民自治渠道，豐富農(nóng)民參與村民自治知識(shí)；完善鄉(xiāng)村社會(huì)保障制度，提高醫(yī)療保險(xiǎn)和公費(fèi)醫(yī)療等福利保障，培育“雙創(chuàng)型”新農(nóng)民；完善鄉(xiāng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施，提高互聯(lián)網(wǎng)普及率，構(gòu)建村民自治信息平臺(tái)；整合傳統(tǒng)鄉(xiāng)村社會(huì)組織，培育新型鄉(xiāng)村社會(huì)組織；培育農(nóng)村良好社會(huì)風(fēng)氣，提高農(nóng)民社會(huì)信任水平。(3)在參與心理意愿方面，充分尊重村民自治中的農(nóng)民主體地位，提高農(nóng)民“政治熱情”和“政治興趣”，鼓勵(lì)農(nóng)民參與選舉投票、志愿組織、上訴維權(quán)等行為活動(dòng)；在公民本位、社會(huì)本位理念下強(qiáng)化“服務(wù)型政府”建設(shè)，使得農(nóng)民享有更高的生活幸福感和政治效能感。