返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿研究
——基于村莊資源稟賦認知和個體資本差異分析

陳 澳 趙一夫

（1.西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西楊凌 712100；2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所，北京 100081）

鄉(xiāng)村治理作為國家治理體系在基層社會的實踐延伸，不僅是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要基石，更是穩(wěn)固黨在農(nóng)村基層執(zhí)政根基的關(guān)鍵手段。然而，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，原先分散、封閉且以“鄉(xiāng)土生活”為主的自然村落共同體遭到解構(gòu)，村莊社會整體呈現(xiàn)出“空心化”“邊緣化”等現(xiàn)象，傳統(tǒng)村莊“全能治理”模式失靈。

盡管鄉(xiāng)村自治實踐探索活躍，但村民主體意識認知模糊且權(quán)力虛化，組織形態(tài)社會參與效能和制度規(guī)則規(guī)制能力日趨弱化，造成村莊治理的多元化主體發(fā)育緩慢，嚴重鉗制鄉(xiāng)村自治的活力迸發(fā)。返鄉(xiāng)群體作為城市發(fā)展和鄉(xiāng)村變化的雙重經(jīng)歷者，對生于斯長于斯的村莊具有天然的故土情結(jié)，而常年城市務(wù)工經(jīng)歷又使他們能較為準確把握村莊建設(shè)的局限性和真實需求，引入該群體參與鄉(xiāng)村治理不僅是個人價值的再實現(xiàn)，更是鄉(xiāng)村建設(shè)的社會價值再回歸，有助于提升鄉(xiāng)村治理現(xiàn)代化水平，實現(xiàn)治理有效。

當(dāng)前，學(xué)者們圍繞鄉(xiāng)村治理已展開了富有成效的研究。在鄉(xiāng)村治理的參與主體及其治理效能上，村干部治村首先是鄉(xiāng)村治理的題中應(yīng)有之義，但因其既處于科層體制基層，又位于鄉(xiāng)土社會之中，代表著不同的利益取向，其往往會選擇做村莊政治的維持者和秩序的被動守護人［1-2］。其次，富人治村既有精英群體寡頭化、貨幣化的弊端，亦有提升村莊公共產(chǎn)品供給水平、改善鄉(xiāng)村生活環(huán)境的利他行動［3］。最后，鄉(xiāng)村灰色勢力治村在一定程度上契合國家尋求有效治理力量的需求，能夠節(jié)約協(xié)商和治理成本，但會帶來鄉(xiāng)村治權(quán)的弱化、村莊高密度利益的受損［4］。在參與鄉(xiāng)村治理影響因素的研究上，個體特征層面上性別、年齡、文化水平、政治身份、接受培訓(xùn)、流動范圍、工作穩(wěn)定性等均是影響村民政治參與的前因變量［5-6］；路徑機制層面上“新鄉(xiāng)賢”治村、“集體經(jīng)營”決策、“三治融合”發(fā)展等模式對提高村民治理參與度具有積極影響［7-9］；村莊稟賦層面上村莊文化供給、人居環(huán)境整治、社會資本整合［10-12］亦是影響村民參與鄉(xiāng)村治理的重要因素。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理不僅是其個體價值實現(xiàn)及再創(chuàng)造的過程，同樣對其當(dāng)期及未來的家庭決策產(chǎn)生影響，而村莊內(nèi)在資源稟賦條件及其個體資本掌握情況又進一步?jīng)Q定著該類群體參與鄉(xiāng)村治理的意愿值。

（一）資源稟賦認知對返鄉(xiāng)群體決策行為的影響

資源稟賦是勞動力自由流動決策研究的根源性因素之一［13］。具體來看，村莊資源稟賦主要指水土光熱等自然資源和歷史發(fā)展積淀形成的人文社會條件［14］，包括物質(zhì)和非物質(zhì)層面，內(nèi)生性和外生性層面［15］，可以涉及區(qū)位交通、工業(yè)基礎(chǔ)及外部性的市場需求。村莊的資源具有稀缺性，在一定程度上催生了村莊異質(zhì)性的形成，具體體現(xiàn)在經(jīng)濟、政治、文化、社會和生態(tài)稟賦的差異［16］。認知是返鄉(xiāng)群體經(jīng)由意識活動而對獲取的知識進行識別、加工和應(yīng)用的過程［17］。不可否認，參與鄉(xiāng)村治理能夠滿足個人自我實現(xiàn)的需求，提升其解決實際問題的能力；但作為一般“經(jīng)濟人”，返鄉(xiāng)群體更傾向于綜合各方面認知去判別和權(quán)衡所作決策是否符合自身利益。村莊資源稟賦作為組織成員共同享有的資源和能力［18］，在村民日常決策中，主要通過影響要素處置方式來對決策人產(chǎn)生影響［19］。因此，對村莊資源稟賦的認知程度，能夠決定勞動力是否愿意作出返鄉(xiāng)決策，并在此基礎(chǔ)上參與鄉(xiāng)村治理?；谏鲜龇治?，本文提出有關(guān)村莊資源稟賦認知的假設(shè)：

H1：村莊資源稟賦認知對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿存在顯著影響。

（二）個體資本差異對返鄉(xiāng)群體決策行為的影響

個體資本是個體所掌握的綜合技能和可供自我支配的資源總和，主要由人力資本、社會資本、經(jīng)濟資本構(gòu)成［20］。已有研究表明，個體資本差異影響勞動力的行為決策［21］，只有擁有最低限度的資本狀況，個體才有從事某項社會實踐的行為動機［22］。返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理作為一種社會實踐活動，必然會受到自身資本現(xiàn)狀的約束。具體來看，人力資本是個體知識儲備和領(lǐng)導(dǎo)能力的體現(xiàn)，外出務(wù)工可作為對返鄉(xiāng)群體的一種人力資本投資，從而使其具備參與村莊日常事務(wù)管理的能力與優(yōu)越條件。社會資本指的是嵌入個體的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，不可否認，多年離鄉(xiāng)經(jīng)歷使得返鄉(xiāng)人員原有的鄉(xiāng)土網(wǎng)絡(luò)變得脆弱，不利于其利用“熟人圈子”展開治理［23］；但與此同時，返鄉(xiāng)群體在務(wù)工地構(gòu)建了更高質(zhì)量的社會網(wǎng)絡(luò)，且處于該種網(wǎng)絡(luò)節(jié)點的組織和個人的社會經(jīng)濟地位相對更高，資源調(diào)配能力更強［24］，對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的正向輔助作用遠遠高于村莊社會資本降低所帶來的負向影響。經(jīng)濟資本是貨幣或者產(chǎn)權(quán)的表現(xiàn)形式，返鄉(xiāng)群體的經(jīng)濟資本一般高于留守村民，更注重對美好生活品質(zhì)的追求，主觀上愿意為提高村莊繁榮度付出努力?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲇嘘P(guān)個體資源稟賦認知的假設(shè)：

H2：個體資本差異對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿存在顯著影響。

（三）返鄉(xiāng)群體對村莊發(fā)展的影響

自鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施以來，人們將更多注意力轉(zhuǎn)移到返鄉(xiāng)群體與村莊發(fā)展的關(guān)系上，返鄉(xiāng)群體在經(jīng)過系統(tǒng)性學(xué)習(xí)、專業(yè)化培訓(xùn)后，實現(xiàn)了非農(nóng)職業(yè)轉(zhuǎn)換，其回流行為不僅能有效填補村莊人口外遷造成的勞動力缺口［25］，也能為村莊非農(nóng)經(jīng)濟的發(fā)展注入經(jīng)濟和社會資本。同時，返鄉(xiāng)群體作為“鄉(xiāng)村精英”群體，具有更新的發(fā)展理念和創(chuàng)新精神，可通過技術(shù)和價值觀的傳遞為村莊發(fā)展提供機遇［26］。但也存在不同的聲音，認為勞動力回流屬于人口的逆向遷移，會造成村莊勞動力的冗余。一方面，他們被看作“失敗的冒險者”［27］，因缺乏市場競爭力而被城市淘汰，將是阻滯村莊發(fā)展的“包袱”；另一方面，勞動力回流，極易引起土地權(quán)屬問題并發(fā)生利益糾紛，嚴重影響村莊社會治安［28］。本文認為出現(xiàn)這種分歧的原因在于未根據(jù)勞動力返鄉(xiāng)緣由進行分類，勞動力選擇返鄉(xiāng)是基于個體和家庭共同決策的結(jié)果，受到來自城市推力和村莊拉力的雙重作用。本文認為，基于村莊拉力作用以積極心態(tài)返鄉(xiāng)的勞動力屬于“主動返鄉(xiāng)”群體；而主要遭受城市推力以消極態(tài)度返鄉(xiāng)的勞動力則被認為是“被動返鄉(xiāng)”群體［29］，兩類群體對鄉(xiāng)村治理與發(fā)展的參與意愿和作用發(fā)揮存在差異?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲇嘘P(guān)返鄉(xiāng)群體的研究假設(shè)：

H3：返鄉(xiāng)群體可根據(jù)特征分為“主動返鄉(xiāng)”與“被動返鄉(xiāng)”群體，其中，主動返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿要明顯高于被動返鄉(xiāng)群體。

基于上述研究假設(shè)，本文構(gòu)建了如圖1所示的理論分析框架。

圖1 理論分析框架

二、研究設(shè)計

本文通過使用回歸模型，設(shè)立新的變量體系來構(gòu)建農(nóng)戶村莊資源稟賦認知、個體資本差異對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的研究框架，具體的研究涉及過程可以分為四步：數(shù)據(jù)來源、變量選取、描述性統(tǒng)計和模型選擇。

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2021年8—9月在安徽省展開的關(guān)于鄉(xiāng)村振興村民意向?qū)ｍ椪{(diào)查。選擇阜陽、蚌埠，合肥、六安、蕪湖、宣城6市，調(diào)查區(qū)域覆蓋皖北、皖中、皖南地區(qū)，具有較好的區(qū)域代表性。調(diào)研涵蓋土地市場、家庭生產(chǎn)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、人居環(huán)境、村莊建設(shè)等內(nèi)容，采用PPS抽樣，在每個市抽取2個縣區(qū)，每個縣區(qū)抽取4個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2個行政村，行政村層面根據(jù)人口規(guī)模與集中程度隨機抽取20～35戶村民；調(diào)查人員通過入戶訪談與填表記錄的形式，共計回收樣本2 618份，其中有效問卷2 347份，有效率達89.65%。

（二）變量選取

1.返鄉(xiāng)群體界定

在微觀層面上，村民的流動經(jīng)歷可根據(jù)調(diào)查問卷中“您是否有過外出務(wù)工經(jīng)歷”予以測度，當(dāng)受訪村民回答“是”，則可視為返鄉(xiāng)群體，反之為村莊留守勞動力；在此基礎(chǔ)上，運用推拉理論［30］，將主要受農(nóng)村拉力影響而作出返鄉(xiāng)決策的勞動力視為“主動返鄉(xiāng)”，主要受城市推力影響作出返鄉(xiāng)決策的勞動力視為“被動返鄉(xiāng)”，此處根據(jù)返鄉(xiāng)群體的“返鄉(xiāng)緣由”進行分類判別。在問卷題項設(shè)置中，將“厭倦城市生活”“準備返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”“鄉(xiāng)土情結(jié)濃厚”等返鄉(xiāng)緣由視為主動返鄉(xiāng)的判別依據(jù)，將“年老體衰、容易生病”“需要照顧老人孩子”“薪資不高、工作不穩(wěn)定”等返鄉(xiāng)原由視為被動返鄉(xiāng)的判別依據(jù)。

2.被解釋變量

人居環(huán)境是鄉(xiāng)村社會最大公共品，相較于其他的村莊治理工作，人居環(huán)境整治易于上下聯(lián)動、多元參與。2021年中央“一號文件”明確要求，實施鄉(xiāng)村建設(shè)行動，以農(nóng)村人居環(huán)境整治為代表的生態(tài)治理是鄉(xiāng)村治理的重要考核指標。同時，學(xué)者研究認為，以人居環(huán)境整治為組織抓手，再造適宜原子化村莊的鄉(xiāng)村人居環(huán)境治理機制，客觀激活了村民自治能力，實際推進了鄉(xiāng)村治理的創(chuàng)新發(fā)展［31-32］。其次，村民參與人居環(huán)境整治，給村莊帶來了組織化程度提高、公共議題增加、自治制度創(chuàng)新、利益聯(lián)結(jié)增強等疊加效應(yīng)［33］，客觀提升了鄉(xiāng)村治理的效能。為此，本文從人居環(huán)境整治工作切入，選擇“是否愿意集資參與鄉(xiāng)村人居環(huán)境治理”作為返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的被解釋變量。

3.核心解釋變量

（1）村莊資源稟賦認知

返鄉(xiāng)群體基于村莊資源稟賦認知并對照鄉(xiāng)村振興政策目標，對當(dāng)下最迫切的鄉(xiāng)村治理工作有較理性的選擇以作為參與鄉(xiāng)村治理的路徑參考。具體來看，經(jīng)濟稟賦認知源于個體對村莊經(jīng)濟基礎(chǔ)、生產(chǎn)條件、比較優(yōu)勢的綜合研判，立足于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展［16］，在問卷中以問題“您認為本村最適合發(fā)展的產(chǎn)業(yè)類型”來表征。文化稟賦認知依托于個體對村莊歷史文化資源和傳統(tǒng)村落信仰價值的認識和把握，體現(xiàn)著返鄉(xiāng)群體對村莊文化治理的思考［34］，在問卷中以問題“您認為本村文化振興的發(fā)展方向”來表征。返鄉(xiāng)人員的生態(tài)稟賦認知是在對村莊生態(tài)環(huán)境和社會環(huán)境的感知基礎(chǔ)上，形成的關(guān)于生產(chǎn)生活方式對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境影響的心理認知，從而反映其對村莊生態(tài)治理的態(tài)度偏好［35］，以問卷中“您認為本村人居環(huán)境整治重點應(yīng)在哪方面”予以表征。政治稟賦認知是公眾在參與過程中形成的對治理質(zhì)量的主觀評價，包含基于過程的代表性、公正性、回應(yīng)性、廉潔性等四個維度［36］。調(diào)查問卷分別設(shè)置了6個認知題項，經(jīng)過內(nèi)部一致性檢驗和因子分析后，剔除“村民代表大會參會率”“村級財務(wù)透明度”兩個題項，提取出1個主成分并命名為“政治效能感”。本文中它特指公眾對政府所提供服務(wù)內(nèi)容的主觀態(tài)度，用來反映返鄉(xiāng)群體在參與鄉(xiāng)村治理過程中政府對其訴求和意見的重視程度。社會稟賦認知體現(xiàn)在返鄉(xiāng)群體對村莊社會結(jié)構(gòu)、組織、個人的信任感知上，被廣泛運用于個體行為意愿研究［37］，調(diào)查問卷設(shè)置了“您對周邊鄰里、親朋、同組成員、村委、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、信訪部門信任感知度”等6個題項，通過內(nèi)部一致性檢驗和因子分析后提取出2個主成分，此處參照陸淵的研究［38］，可分別根據(jù)信任主體類別命名為“人際信任”和“機構(gòu)信任”。

（2）個體資本差異

本文將個體資本差異劃分至人力資本、社會資本、經(jīng)濟資本三個維度中。在人力資本維度，參照張斌的研究選取文化程度、是否接受培訓(xùn)作為測量指標［39］；其中，文化程度根據(jù)“受教育年限”用連續(xù)變量表示。在社會資本維度，參考黃敦平的研究選取社會網(wǎng)絡(luò)、社會經(jīng)驗和社會參與為衡量指標［40］；其中，社會網(wǎng)絡(luò)用以反映返鄉(xiāng)人員的人際關(guān)系結(jié)構(gòu)，以“愿意一次借5萬元人數(shù)量”表征，社會經(jīng)驗描述返鄉(xiāng)人員的人生經(jīng)歷和處事技能，以“全年非農(nóng)工作天數(shù)”表征，社會參與反映返鄉(xiāng)人員對村莊社會的融入程度，以“是否參與組織活動”表征。在經(jīng)濟資本維度，結(jié)合鄉(xiāng)村實際，返鄉(xiāng)群體所擁有的經(jīng)濟資本應(yīng)當(dāng)包含承擔(dān)非預(yù)期損失的財富收入和利于家庭生計的自然資源兩部分，為此，借鑒張翠娥、楊悅等學(xué)者的研究，選取非農(nóng)經(jīng)營收入、承包 耕 地 總 面 積 作 為 衡 量 指 標［5，41］。

4.控制變量

已有研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)個人和家庭特征會對村莊勞動力生產(chǎn)決策產(chǎn)生影響［42］。因此，在綜合考慮后，本文選取返鄉(xiāng)群體的性別、年齡、是否黨員戶、非農(nóng)流動范圍作為控制變量，一并納入分析。

（三）描述性統(tǒng)計

根據(jù)上文對相關(guān)變量的定義，本文經(jīng)初步篩選，獲取返鄉(xiāng)群體總樣本1 617份，其中“主動返鄉(xiāng)”樣本953份，“被動返鄉(xiāng)”樣本664份。表1是返鄉(xiāng)群體總樣本的簡單描述性統(tǒng)計，并結(jié)合實際調(diào)研情況，初步得出：返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的整體意愿較高，其中愿意通過集資助力人居環(huán)境整治、提升鄉(xiāng)村宜居水平的樣本數(shù)占總樣本數(shù)的65.80%；在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施背景下，返鄉(xiāng)群體對所在村莊產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型的界定中，現(xiàn)代種養(yǎng)業(yè)、新型服務(wù)業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、休閑旅游業(yè)的樣本占比分別為65.32%、24.04%、9.40%、1.24%，對村莊文化振興的方向認知中，制度文化、物態(tài)文化、行為文化、心態(tài)文化的選擇樣本比例依次為36.38%、27.58%、24.36%、11.68%；關(guān)于生態(tài)稟賦認知，受訪人員認為應(yīng)著重提升村莊自然系統(tǒng)、居住系統(tǒng)、社會系統(tǒng)和支撐系統(tǒng)來達到人居環(huán)境整治目的的樣本比例依次為60.12%、29.85%、7.81%、2.22%。

表1 變量說明及簡單描述性統(tǒng)計

（四）模型選擇

本文主要研究村莊資源稟賦認知、個體資本對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響，在實證分析中，被解釋變量“參與鄉(xiāng)村治理意愿”用調(diào)查問卷中“是否愿意集資參與人居環(huán)境整治”表征，屬于典型的二元分類變量，應(yīng)當(dāng)選擇二元Logit模型予以分析，其基本形式為：

式（1）中，P表示返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的意愿程度，p/（1-p）表示參與鄉(xiāng)村治理意愿的發(fā)生概率比；xi為核心解釋變量，包括返鄉(xiāng)群體對村莊資源稟賦的各維度認知變量，返鄉(xiāng)群體個體資本變量；βi是自變量的系數(shù)，β0為常數(shù)，ε為隨機干擾項。

三、結(jié)果與分析

鑒于前文已設(shè)定完成相關(guān)指標體系，接下來即可通過構(gòu)建村莊資源稟賦認知、個體資本差異與返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿間關(guān)系的計量模型，檢驗兩類核心解釋變量對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響，并根據(jù)基準回歸、異質(zhì)性分析、調(diào)節(jié)作用檢驗衡量村莊資源稟賦認知、個體資本差異所帶來的影響效應(yīng)。

（一）返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿分析

首先對模型可能存在的共線性問題進行檢驗，發(fā)現(xiàn)變量中最大方差膨脹因子小于10，說明變量之間不存在較為嚴重的多重共線性問題。在此基礎(chǔ)上，為進一步消除變量間的自相關(guān)性，將控制變量與村莊資源稟賦認知、個體資本逐步納入模型，建立了包含4個二元Logit回歸的嵌套模型，具體結(jié)果見表2。其中，模型一屬于基準回歸，投入的變量僅包括性別、年齡、是否黨員戶、流動范圍等控制變量；模型二、模型三分別納入村莊資源稟賦認知、個體資本的測量變量；模型四則將所有測量變量全部納入模型展開分析。

表2 模型回歸結(jié)果

從村莊資源稟賦認識看，產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型（新型服務(wù)業(yè)）、文化發(fā)展方向（心態(tài)）、人居環(huán)境整治（社會）、人際信任等變量對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿有明顯影響，且分別通過了模型二與模型四的顯著性檢驗，假設(shè)H1基本得到驗證。其中，發(fā)展新型服務(wù)業(yè)更加契合返鄉(xiāng)群體回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)需求，有助于吸納其參與村莊新業(yè)態(tài)的管理與決策，發(fā)揮其社會資本價值。培育以健康文明心態(tài)為支撐的村莊文化，同時注重人居環(huán)境整治的宣傳引導(dǎo)和社會監(jiān)督工作，能夠顯著提升村民的文化素養(yǎng)和環(huán)保意識，客觀降低了鄉(xiāng)村治理的阻力和復(fù)雜性，有利于提高返鄉(xiāng)群體的鄉(xiāng)村治理意愿。在村莊政治稟賦和社會稟賦認知上，從模型二結(jié)果來看，政治效能感、機構(gòu)信任對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿具有顯著正向影響，在加入個體資本差異變量后，只有人際信任在10%顯著水平下通過檢驗，在一定程度上表明個體資本的積累最先形塑的是返鄉(xiāng)群體的人際信任值，而人際信任同時也是公民政治參與和表達訴求的前提保障。

從個體資本差異看，文化程度、是否受過培訓(xùn)、社會參與和承包土地面積等變量對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理行為有顯著影響，且分別通過了模型三與模型四的顯著性檢驗，假設(shè)H2完全得到驗證。其中，具有文化素養(yǎng)和培訓(xùn)經(jīng)歷的返鄉(xiāng)群體能力“倍增”效應(yīng)更為明顯，政府和地方群眾迫切希望他們參與鄉(xiāng)村治理，并給予他們各項優(yōu)待與支持。有組織參與經(jīng)歷的返鄉(xiāng)群體之間往往存有一個共同利益體，為維護集體利益，他們愿意主動參與鄉(xiāng)村治理。承包土地面積越多，返鄉(xiāng)群體越傾向于參與鄉(xiāng)村治理，這一點符合村莊實際情形，因承包地面積越大，生產(chǎn)要素和成本的投入越多，而鄉(xiāng)村治理本身必然會涉及土地問題，這與返鄉(xiāng)群體自身利益息息相關(guān)。

從控制變量看，在模型一至模型四中，性別、年齡、是否黨員戶對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理行為有顯著正向影響，但非農(nóng)流動范圍對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理行為有顯著負向影響。分析認為，外出勞動力在經(jīng)歷對傳統(tǒng)村落的“脫離”后，流動范圍越遠，其返鄉(xiāng)后對村莊社會的認同度就越低，從而造成行為上的邊緣化，逐漸疏離村莊治理事務(wù)。

（二）返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的異質(zhì)性分析

本文在上述實證檢驗基礎(chǔ)上，將返鄉(xiāng)群體劃分為主動返鄉(xiāng)與被動返鄉(xiāng)兩個類別群體，分別建立模型五和模型六，進一步探究不同類別的返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的意愿程度，結(jié)果見表3。

表3 返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理行為的異質(zhì)性檢驗

對比模型四與模型五，發(fā)現(xiàn)文化振興方向（行為）、人居環(huán)境整治（居?。⒄涡芨?、社會網(wǎng)絡(luò)四個新變量通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，對提高主動返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿起到了明顯促進作用。其中，村莊良好行為文化的養(yǎng)成本身能夠吸引勞動力主動回流，通過規(guī)范生產(chǎn)、生活等行為舉止調(diào)動起返鄉(xiāng)群體參與治理的主動性。改善村民住房條件和房前屋后生態(tài)環(huán)境能夠促使主動返鄉(xiāng)群體產(chǎn)生“自家人”的強烈歸屬感，并激發(fā)其“親社會”的行為動機。除此之外，外出勞動力主動返鄉(xiāng)后，必然也十分在意自身的政治地位與訴求表達對村莊決策的影響力，進而決定其愿意在鄉(xiāng)村治理中所付出的努力程度。

對比模型四與模型六，可以發(fā)現(xiàn)，相較于總體返鄉(xiāng)群體和主動返鄉(xiāng)群體，被動返鄉(xiāng)群體整體的鄉(xiāng)村治理參與程度不高，僅有產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型（新型服務(wù)業(yè)）、文化振興方向（行為）、人居環(huán)境整治（社會）、文化程度等原先幾個變量通過檢驗；從回歸系數(shù)比較來看，各顯著性變量對主動返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的促進程度也要明顯高于被動返鄉(xiāng)群體。分析認為，被動返鄉(xiāng)群體在主觀上還是傾向于在城市發(fā)展，更多是基于對自身現(xiàn)實狀況的無奈而不得已返鄉(xiāng)，加上返鄉(xiāng)者本身具備一定的經(jīng)濟和社會資本，對村莊社會的依賴程度已大為降低，導(dǎo)致其參與鄉(xiāng)村治理的自覺性不夠。因此，假設(shè)H3檢驗得到通過。

（三）個體資本差異對政治效能感的調(diào)節(jié)作用分析

值得討論的是，政治效能感對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的意愿影響并不完全顯著，這一結(jié)論與實際情況相違。在個體認知中，政治效能感是效能信念的一種體現(xiàn)，是主觀規(guī)范的基礎(chǔ)［43］。根據(jù)計劃行為理論，行為意愿的強弱受到主觀規(guī)范和感知行為控制的共同影響，而資本、機會、能力均能通過影響感知某項行為執(zhí)行的難易程度進而影響意愿的強弱程度［44］。因此，在返鄉(xiāng)群體有序參與鄉(xiāng)村治理過程中，政治效能感是其參與意愿形成的強勁外在動力，而個體資本差異則是參與治理必要的內(nèi)部約束條件，即個體資本可能會在返鄉(xiāng)群體政治效能感及其參與鄉(xiāng)村治理意愿這一關(guān)系路徑中產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。為此，本文首先將個體資本差異的7個細分變量進行無量綱化處理，其次對各維度指標均等賦權(quán)，得出個體人力資本、社會資本、經(jīng)濟資本的綜合評價值，通過分別構(gòu)建返鄉(xiāng)群體政治效能感與個體資本綜合評價變量的交互項，逐一納入模型七、模型八、模型九進行擬合，以驗證調(diào)節(jié)作用。

如表4顯示，人力資本、社會資本、經(jīng)濟資本與政治效能感的交互項至少在5%的置信水平下顯著，且系數(shù)為正，表明在個體資本差異的調(diào)節(jié)作用下，返鄉(xiāng)群體的政治效能感對其參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響重新發(fā)揮了作用。分析認為，當(dāng)返鄉(xiāng)群體的政治效能感達到自身期許值后，則更在意個體資本對其參與鄉(xiāng)村治理所能產(chǎn)生的影響效能。其中，人力資本能反映個體對政治與公共政策的回應(yīng)程度，有助于降低其治理參與難度；社會資本利于提高政治收益，有助于降低其治理參與成本；經(jīng)濟資本則是返鄉(xiāng)群體參與治理的有效保障，能增強其在鄉(xiāng)村治理中的話語權(quán)。因此，只有將政治效能感發(fā)揮的外在動力與個體資本產(chǎn)生的內(nèi)在約束力結(jié)合分析，才有助于展開返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的行為意愿研究。

表4 個體資本和政治效能感交互項對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響結(jié)果

四、結(jié)論與建議

本文運用回歸模型，深入探究村莊資源稟賦認知、個體資本差異對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響，得出結(jié)論如下：第一，返鄉(xiāng)群體對村莊資源稟賦認知存在多處共識之處，產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型、文化振興方向、人居環(huán)境整治重點、人際信任是返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理前較為關(guān)注的議題；第二，在返鄉(xiāng)群體個體資本組成中，文化程度、培訓(xùn)經(jīng)歷、社會經(jīng)驗、社會參與和承包地面積對返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿存在顯著影響；第三，異質(zhì)性分析檢驗發(fā)現(xiàn)，主動返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理的意愿明顯高于被動返鄉(xiāng)群體，反映在村莊資源稟賦認知和個體資本差異表現(xiàn)上存在顯著不同；第四，個體資本差異在返鄉(xiāng)群體的政治效能感對其參與鄉(xiāng)村治理意愿這一路徑中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，只有兩者協(xié)同發(fā)展，返鄉(xiāng)群體參與鄉(xiāng)村治理意愿才能得到提升。基于此，提出如下對策建議：

第一，優(yōu)化村莊社會發(fā)展環(huán)境。一是通過支持發(fā)展鄉(xiāng)村新型服務(wù)業(yè)，鼓勵各類返鄉(xiāng)人才參與村莊新業(yè)態(tài)管理，對具有一定影響力、愿意扎根農(nóng)村基層的返鄉(xiāng)群體，要注重解決其回歸后的住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等問題；二是應(yīng)持續(xù)加強鄉(xiāng)村精神文明建設(shè)，推進村莊移風(fēng)易俗，引導(dǎo)形成積極向上的社會風(fēng)氣，培育文明鄉(xiāng)風(fēng)、淳樸民風(fēng)，從而降低返鄉(xiāng)群體治理參與難度；三是做好人居環(huán)境常態(tài)化監(jiān)督和社會宣傳工作，集中開展房前屋后環(huán)境衛(wèi)生整治工作，以激發(fā)主動返鄉(xiāng)群體產(chǎn)生“親社會”的行為動機；四是通過強化政策支持和輿論引導(dǎo)增進返鄉(xiāng)群體對“信任互助”“團隊合作”的認知，喚醒被動返鄉(xiāng)群體的村莊歸屬感；五是建立起有效的制度信任及其規(guī)范體系和保障機制，維系“鄉(xiāng)土信任”關(guān)系，以便進一步利于“熟人圈子”展開治理。

第二，激活個體資本要素活力。一方面，健全返鄉(xiāng)群體人力資本信息系統(tǒng)，準確抓取返鄉(xiāng)群體的技能、專長、意愿等信息，引進一批返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能人，充分利用返鄉(xiāng)人才的社會資本優(yōu)勢，通過其人格魅力和影響力來構(gòu)建公眾參與網(wǎng)絡(luò)，提升村級公共事務(wù)決策能力，促進鄉(xiāng)村“吸引”和“留住”一定的勞動力［45］；另一方面，要在現(xiàn)有返鄉(xiāng)群體中發(fā)現(xiàn)一批年輕有為的“新鄉(xiāng)賢”帶頭人，吸納具有較高文化素養(yǎng)的年輕群體進入村“兩委”班子參與基層組織建設(shè)，鼓勵他們在現(xiàn)代鄉(xiāng)村治理中更多地發(fā)揮建設(shè)性作用，嘗試增設(shè)“新鄉(xiāng)賢”主題培訓(xùn)班次，通過有組織的培訓(xùn)和輪訓(xùn)，提高返鄉(xiāng)群體為人民群眾服務(wù)的意識，增強對黨的理論路線方針政策的學(xué)習(xí)和把握能力。

第三，提升基層政權(quán)治理效能。建立完善的民主協(xié)商機制，通過搭建對話平臺拉近干群關(guān)系，及時解決群眾的“急難愁盼”問題，提升村干部為民服務(wù)能力。首先，明確議事協(xié)商主體，通過入戶走訪、電話詢問等多種方式保障外出務(wù)工人員參與權(quán)利。其次，加強對公眾宣傳教育，在增強其對國家路線方針政策理解的同時，提高表達能力，增強返鄉(xiāng)群體的政治效能感。最后，應(yīng)結(jié)合鄉(xiāng)村社會矛盾的特征及其治理方式，重視政治效能感增強與個體資本差異整合后的疊加效應(yīng)，通過發(fā)展社會治理協(xié)會、鄉(xiāng)賢理事會等民間組織，廣泛征求返鄉(xiāng)群體的意見建議，提高返鄉(xiāng)群體的政治參與度，凝聚其作為治理主體參與鄉(xiāng)村治理的共識，增強返鄉(xiāng)人員參與治理的意愿。