方 帥

（華中師范大學(xué) 中國(guó)農(nóng)村研究院，武漢 430079）

一、問題提出與文獻(xiàn)回顧

中國(guó)的村民自治制度肇始于上世紀(jì)80年代，作為中國(guó)農(nóng)民的一項(xiàng)偉大創(chuàng)舉［1］，至今已過而立之年。在這三十多年里，學(xué)界對(duì)村民自治的研究雖然也曾“遇冷”，但是從未中斷。不僅如此，為進(jìn)一步推進(jìn)村民自治制度有效落地，中央一號(hào)文件于2014年和2015年先后提出要“探索村民自治有效實(shí)現(xiàn)形式”，黨的十九大報(bào)告更是進(jìn)一步指明要在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下實(shí)現(xiàn)基層的治理有效。近年來，為破解村民自治制度在實(shí)踐中遇到的困境，一批學(xué)者也紛紛對(duì)此展開過深入研究。其中，以徐勇教授為代表的華中師范大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院團(tuán)隊(duì)貢獻(xiàn)頗豐。如徐勇與趙德健提出當(dāng)下中國(guó)農(nóng)村應(yīng)“找回自治”［2］；鄧大才認(rèn)為利益相關(guān)作為產(chǎn)權(quán)基礎(chǔ)，能夠有效實(shí)現(xiàn)村民自治［3］；任路認(rèn)為農(nóng)村作為一個(gè)熟人社會(huì)，文化相連可作為村民自治有效實(shí)現(xiàn)形式的文化基礎(chǔ)［4］；李松有則指出村民自治更重要的是群眾參與［5］。當(dāng)然，還有學(xué)者認(rèn)為基層黨建創(chuàng)新可推動(dòng)村民自治有效實(shí)現(xiàn)［6-7］。不難發(fā)現(xiàn)，上述前沿成果均從村民自治有效實(shí)現(xiàn)形式的維度展開，而未從村民自治參與的影響因素進(jìn)行過討論。

村民自治作為政治參與的重要組成部分，學(xué)界對(duì)其影響因素的研究其實(shí)早已有之，大致可以歸結(jié)為七類視角：一是經(jīng)濟(jì)視角。美國(guó)學(xué)者安·奧勒姆認(rèn)為，人們的經(jīng)濟(jì)地位和政治參與之間存在著某種關(guān)聯(lián)性，當(dāng)一個(gè)人的經(jīng)濟(jì)地位越高，其政治參與的概率就越大［8］。維巴等人同樣提出，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位決定著投票者的行為選擇［9］。國(guó)內(nèi)部分學(xué)者亦有類似結(jié)論，如胡榮認(rèn)為“村民相對(duì)生活水平的高低對(duì)他們?cè)谶x舉中的參與有顯著影響”［10］；朱濤等人發(fā)現(xiàn)，村民收入越高，表明政治參與的物質(zhì)支撐越牢固，從事民主選舉的精力與時(shí)間就會(huì)越豐富［11］。二是組織視角。徐勇指出，“農(nóng)民組織化的社會(huì)發(fā)育程度影響著村民自治的績(jī)效［12］”；Xu Yiqing和 Yao Yang研究發(fā)現(xiàn)，宗族組織對(duì)村民自治的公共物品供給具有正面影響［13］；而李婷［14］與張超［15］認(rèn)為派系對(duì)村民自治有著反向影響。三是文化視角。有學(xué)者認(rèn)為社會(huì)文化和村域內(nèi)部文化影響著村民的政治態(tài)度和政治行為，尤其是宗教文化［16］。進(jìn)一步去看，農(nóng)村傳統(tǒng)的政治文化由于其保守性造成了村民民主觀念、自治主體意識(shí)與公共觀念缺失，進(jìn)而使得村民自治參與不足［17］。四是政治資本視角。Kenneth Newton將政治資本看作是公民的政治信任、政治參與、政治寬容、公民義務(wù)、公眾興趣和對(duì)政治制度的信心等［18］。薛風(fēng)平與王義就認(rèn)為“政治信任是決定行為投入的前提條件和基礎(chǔ)，是影響參與水平的重要心理認(rèn)知”［19］。五是單元視角。黃振華從單元對(duì)稱性考察對(duì)村民自治的影響，他發(fā)現(xiàn)“當(dāng)產(chǎn)權(quán)單元偏離自治單元時(shí)，村民自治的治理績(jī)效會(huì)弱化；當(dāng)產(chǎn)權(quán)單元與自治單元一致時(shí)，則會(huì)促進(jìn)內(nèi)生自治組織的產(chǎn)生與培育，進(jìn)而提高村民自治的治理績(jī)效”［20］。六是人口學(xué)視角。如沃爾雷蒙德和羅森斯研究發(fā)現(xiàn)，教育是政治參與重要的有效預(yù)測(cè)指標(biāo)，一般來說，人們受教育程度與其參加選舉的概率成正比［21］。蔣研川和劉佳研究發(fā)現(xiàn)，政治面貌對(duì)中國(guó)大學(xué)生的政治參與有顯著影響［22］。七是綜合因素影響視角。如有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)民的自身素質(zhì)、國(guó)家的政治、經(jīng)濟(jì)與社會(huì)環(huán)境共同影響著農(nóng)民的民主選舉參與行為［23-24］；還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，年收入水平、教育年限、社區(qū)服務(wù)需求多樣化、自評(píng)管理技能水平、閑暇時(shí)間和公共服務(wù)意識(shí)程度均對(duì)農(nóng)戶自治參與意愿產(chǎn)生顯著性影響［25］。

通過梳理可以發(fā)現(xiàn)，上述成果既在前人既有成果的基礎(chǔ)上推進(jìn)了研究，又以新的研究視角拓寬了研究范疇，可以說學(xué)者們對(duì)村民自治影響因素的研究作出了卓越貢獻(xiàn)。然而不可回避的是，既有成果中并未有學(xué)者從政策滿意度的視角出發(fā)研究其對(duì)村民自治參與的影響。但不得不承認(rèn)的是，當(dāng)下中國(guó)仍作為一個(gè)農(nóng)業(yè)人口占絕大多數(shù)的國(guó)家［26］，其涉農(nóng)政策與農(nóng)民的生活密切相關(guān)，我們有理由大膽猜測(cè)農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)政策的滿意度在一定程度上會(huì)影響村民自治的參與。鑒于此，筆者擬以263個(gè)行政村3844位農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探討涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

政策滿意度指的是政策接受方對(duì)國(guó)家公共性政策的制定與執(zhí)行給出的態(tài)度反饋和滿意度評(píng)價(jià)。從既有文獻(xiàn)去看，專門對(duì)涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與關(guān)系的研究尚不多見。不過，以政策滿意度為自變量，研究其對(duì)因變量影響的成果卻不在少數(shù)。

從“國(guó)家—個(gè)人”的研究視角去看，一方面，公民對(duì)公共政策的滿意度會(huì)影響國(guó)家治理的績(jī)效。朱進(jìn)芳研究發(fā)現(xiàn)，政策自身有效性和執(zhí)行有效性的水平如果高，則會(huì)增強(qiáng)國(guó)家治理能力，反之則會(huì)嚴(yán)重削弱國(guó)家治理能力［27］。盧海陽等人指出，公共政策滿意度對(duì)民眾的中央政府信任有顯著的正向影響［28］。另一方面，公民的政策滿意度亦會(huì)影響其個(gè)體的行為選擇。陸士楨與王蕾認(rèn)為，人的行為產(chǎn)生都會(huì)受到主觀規(guī)范的影響，在這里，“主觀規(guī)范”是指?jìng)€(gè)人在決定是否實(shí)施特定行為時(shí)所感受到的社會(huì)壓力或依從動(dòng)機(jī)［29］。祝仲坤從住房保障政策著手，研究發(fā)現(xiàn)“公眾對(duì)住房保障政策的滿意度會(huì)影響其個(gè)體的行為選擇”［30］；寧德鵬和葛寶山通過研究創(chuàng)業(yè)政策滿意度與創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，“稅收優(yōu)惠政策滿意度以及配套措施政策滿意度顯著負(fù)向影響創(chuàng)業(yè)意向；創(chuàng)業(yè)環(huán)境政策滿意度顯著正向影響創(chuàng)業(yè)意向”［31］；鄭永蘭與王寶榮研究發(fā)現(xiàn)，戶籍政策、就業(yè)政策、住房保障政策、社會(huì)保障政策、教育政策對(duì)市民化意愿有影響且呈現(xiàn)正相關(guān)狀態(tài)，即政策滿意度越高越愿意市民化［32］。

從對(duì)三農(nóng)領(lǐng)域的影響去看，既有研究同樣聚焦在兩個(gè)方面：一是涉農(nóng)政策滿意度對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的影響。原正軍與馮開文指出，持續(xù)推動(dòng)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域生產(chǎn)要素的制度創(chuàng)新可促成農(nóng)業(yè)內(nèi)生的發(fā)展動(dòng)力［33］；從農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策分析，羅萬純認(rèn)為，只有出臺(tái)并完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼相關(guān)的配套政策，才能調(diào)動(dòng)農(nóng)民的種糧積極性［34］；曹蘭芳等學(xué)者［35］與趙靜等人［36］通過研究林改政策滿意度發(fā)現(xiàn)，林改配套政策滿意度較高，則能夠?qū)r(nóng)戶的林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)起到重要的牽引作用，不過，農(nóng)戶不同林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為對(duì)各林改配套政策的感知度有所差異。二是涉農(nóng)政策滿意度對(duì)農(nóng)村治理的影響，大致可以分為三個(gè)方向：其一，對(duì)村民選舉與投票的影響。裴志軍與陳珊珊將涉農(nóng)政策滿意度看成是制度績(jī)效，他們發(fā)現(xiàn)，制度滿意度和治理績(jī)效感知能顯著地正向影響村民參與村莊選舉的積極性，且治理績(jī)效感知在制度滿意度對(duì)村民選舉參與的影響中發(fā)揮中介作用［37］。鄭廣琯［38］同樣對(duì)此展開過研究。其二，對(duì)征地執(zhí)行的影響。李玉嬌通過質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，在征地過程中，農(nóng)民作為直接的利益承擔(dān)者，其對(duì)征地政策的主觀評(píng)價(jià)對(duì)征地政策的執(zhí)行效果和進(jìn)度具有重要影響［39］。其三，對(duì)基層矛盾調(diào)解的影響。一般而言，在政策制定與執(zhí)行過程中協(xié)商程度較高，則矛盾糾紛就會(huì)減少。而協(xié)商過程往往能夠影響農(nóng)民對(duì)政策的滿意程度。因此，有學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對(duì)政策的滿意度能夠有效避免激化基層社會(huì)矛盾［40］。

通過梳理可以發(fā)現(xiàn)，公眾對(duì)公共政策的滿意度對(duì)國(guó)家治理、個(gè)人行為、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)與基層治理具有部分影響?；诖?，本文以樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，嘗試從涉農(nóng)政策滿意度切入，在“心理—行為”的分析框架下，深入研究其對(duì)村民自治參與的影響，并提出研究假設(shè)：涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與具有顯著的正向影響，即涉農(nóng)政策滿意度越高，其參加村民自治的可能性就會(huì)越大。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本特征

此項(xiàng)研究的數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)政治科學(xué)高等研究院（中國(guó)農(nóng)村研究院）“百村（居）觀察”項(xiàng)目組2017年對(duì)全國(guó)31個(gè)?。ê陛犑信c自治區(qū)）3844位農(nóng)民的樣本數(shù)據(jù)。

表1 樣本農(nóng)民的背景特征

如表1所示，在此次調(diào)研的3844位樣本農(nóng)民中，來自東部農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)民所占比重為26.12%、中部地區(qū)的農(nóng)民占比為46.41%、西部地區(qū)的占比為27.47%；從性別比例看，女性農(nóng)民占比為26.95%，男性則占到了73.05%；從年齡結(jié)構(gòu)看，30歲以下及30—39歲的農(nóng)戶累計(jì)占比為6.86%、40—49歲的占比為20.06%、50—59歲的占比為31.76%、60歲及以上的占比為41.31%；從民族狀況看，漢族農(nóng)民占到了86.29%，而少數(shù)民族農(nóng)民占比為13.71%；從婚姻情況看，已婚農(nóng)民與其他婚姻狀況的農(nóng)民占比分別為89.78%和10.22%；從政治面貌看，黨員農(nóng)民占比為23.39%，非黨員農(nóng)民占比為76.61%；從政治身份分析，普通農(nóng)民占比為87.02%，村干部占比為12.98%；從學(xué)歷層次看，小學(xué)和初中學(xué)歷的農(nóng)民占比最大，分別為36.72%和38.80%?？傮w而言，此次抽樣調(diào)查較為科學(xué)，能較為有效地反映樣本的差異性，符合統(tǒng)計(jì)學(xué)的分析要求。

（二）變量設(shè)置與概念化操作

1.因變量。本項(xiàng)研究的因變量是農(nóng)民參與村民自治的狀況，而根據(jù)現(xiàn)有研究的常用考察指標(biāo)［41］，村民自治主要表現(xiàn)為“五個(gè)民主”，即民主選舉、民主管理、民主決策、民主監(jiān)督和民主協(xié)商。這五項(xiàng)內(nèi)容均以具體的題目反映在問卷中，即“您是否參與～”，答案設(shè)置為“是、否、記不清”?；谘芯啃枰?，筆者將選項(xiàng)“記不清”剔除①，并對(duì)其余兩個(gè)選項(xiàng)進(jìn)行虛擬化處理，將“是”賦值為1，“否”賦值為0。同時(shí)，鑒于以五項(xiàng)具體內(nèi)容作為因變量考察村民自治的參與較為復(fù)雜，為了研究的便捷性，筆者運(yùn)用SPSS主成分因子分析法②進(jìn)行降維處理，并將其命名為“村民自治因子”。

2.解釋變量。本項(xiàng)研究的解釋變量主要包括核心自變量和控制變量，其中，核心自變量為農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)政策的滿意度。由于我國(guó)涉農(nóng)政策項(xiàng)目相對(duì)較多，與農(nóng)民日常生活關(guān)系較為密切的大體可歸納為九項(xiàng)，分別為：農(nóng)村土地確權(quán)政策、農(nóng)村土地征用政策、農(nóng)村生二胎新政策、家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制、農(nóng)村戶籍制度、新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療、農(nóng)村最低生活保障和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策。在問卷中，分別對(duì)這九類政策進(jìn)行滿意度考察，答案設(shè)置為“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”，并依次編碼賦值為“1—5”。同樣，鑒于自變量項(xiàng)目較多，筆者采取主成分因子分析法③對(duì)其降維處理，共得出兩大公因子。其中，前五類政策為一個(gè)因子，后四類政策為另一個(gè)因子，分別將其命名為“綜合性政策滿意度”和“保障性政策滿意度”。

3.控制變量。根據(jù)既有的定量研究經(jīng)驗(yàn)，本文選取的控制變量主要包括：性別（男性=1，女性=0）、年齡（連續(xù)變量）、教育水平（連續(xù)變量）、職業(yè)（農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者=1，非農(nóng)勞動(dòng)者=0）、政治面貌（黨員=1，非黨員=0）和家庭年收入（取對(duì)數(shù)）。此外，考慮到農(nóng)戶的家庭性質(zhì)可能會(huì)部分地影響村民自治的參與狀況，因此，本文將“是否為低保戶、五保戶”納入到控制變量范疇。

（三）模型建構(gòu)

為了定量研究涉農(nóng)政策滿意度與控制變量是否影響村民自治的參與，特建立如下函數(shù)關(guān)系：

Y（村民自治參與）=F（涉農(nóng)政策滿意度，控制變量）+δ （1）

由于研究的因變量為村民自治參與因子得分，屬于連續(xù)變量，同時(shí)，自變量又屬于二分類變量和連續(xù)變量，因此本研究擬采用多元線性回歸（方程2）。為了驗(yàn)證研究假設(shè)，將建立以下納入各變量后的線性回歸模型方程：

以上Y代表因變量，即農(nóng)民的村民自治參與；X1表示核心自變量涉農(nóng)政策滿意度；β1代表自變量的回歸系數(shù)；Wi表示一系列控制變量；βn表示各控制變量的回歸系數(shù)；a為常數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)④

一是涉農(nóng)政策滿意度得分的均值比較。通過將因子得分進(jìn)行百分制轉(zhuǎn)換⑤，對(duì)綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度進(jìn)行均值比較研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)民對(duì)綜合性政策滿意度的因子得分值為59.1422分，而對(duì)保障性政策滿意度的因子得分值為70.0469分，二者相差10.9047分。這意味著我國(guó)農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)的綜合性政策滿意度得分相對(duì)較低，而對(duì)保障性政策的滿意度較高。這就說明政府在推行綜合性政策過程中還有較大的優(yōu)化和改進(jìn)空間。

二是村民自治的參與現(xiàn)狀。從民主選舉層面看，在3674個(gè)有效樣本中，表示參加過上一屆換屆選舉的農(nóng)民占比為83.89%，表示未參加的比重為16.11%；從民主管理維度分析，在2861個(gè)有效樣本中，表示參加過民主管理的農(nóng)民占比為73.02%，而表示未參加過民主管理的占比為26.98%；從民主決策看，在3601個(gè)有效樣本中，參加過民主決策的農(nóng)民占比達(dá)76.06%，而未參加過的農(nóng)民占比為23.94%；從民主監(jiān)督方面考察，在2227個(gè)有效樣本中，表示參加過民主監(jiān)督的農(nóng)民占比為40.14%，而未參加過的比重將近六成，高于前者19.72%；最后從民主協(xié)商層面分析，表示參加過民主協(xié)商的農(nóng)民占比為23.53%，而未參加過的占比超過七成。不難發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)民對(duì)于民主選舉、民主管理與民主決策的能力相對(duì)更強(qiáng)，而對(duì)于民主監(jiān)督與民主協(xié)商的參與能力則較為不足。

四、涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與影響的回歸估計(jì)

（一）涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與

借助SPSS分析軟件，運(yùn)用多元線性回歸模型對(duì)涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。首先利用VIF（方差膨脹因子）方法對(duì)解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示VIF均小于2（根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，當(dāng)0＜VIF＜10時(shí)，模型的解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，估計(jì)結(jié)果可以接受），說明本文模型不存在共線性問題。為了保證模型的穩(wěn)健性，文章采取解釋變量遞進(jìn)回歸的方法，將人口學(xué)變量作為控制變量與核心解釋變量依次放入回歸模型中，得出2個(gè)回歸模型：模型1只包含控制變量，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入涉農(nóng)政策滿意度變量，整個(gè)回歸模型的DW值為1.927，表明模型整體解釋力較好（見表2）。從調(diào)整后R方可以看出，模型1的擬合度為17.8%；加入涉農(nóng)政策滿意度變量后，模型2的擬合度上升到19.3%，說明涉農(nóng)政策滿意度變量對(duì)因變量具有部分影響。

表2 涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與影響的多元線性回歸估計(jì)結(jié)果

在模型1中，農(nóng)民的性別、受教育水平、政治面貌和是否為低保戶對(duì)農(nóng)民的村民自治參與具有顯著影響。其中，性別、受教育水平和政治面貌的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而是否為低保戶的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這就說明前者對(duì)村民自治的參與為正向影響，后者與村民自治參與之間呈負(fù)相關(guān)。具體來看，相對(duì)于女性農(nóng)民而言，男性農(nóng)民參加村民自治的概率就會(huì)越高。從受教育層次看，農(nóng)民受教育水平每增加1個(gè)單位，其參加村民自治的可能性就會(huì)增加0.8%；換言之，農(nóng)民的受教育水平愈高，其參加村民自治的概率就會(huì)愈大。從政治面貌分析，黨員農(nóng)民相對(duì)于非黨員農(nóng)民而言，其參加村民自治的可能性更大。另外，低保戶家庭的農(nóng)民相對(duì)于非低保戶家庭的農(nóng)民來說，其參加村民自治的概率要小，原因可能在于其中存在某些不可抗力因素，如身體條件。上述四個(gè)變量在模型2中與村民自治參與的顯著性關(guān)系并未發(fā)生根本性變化，說明這四大要素對(duì)農(nóng)民參與村民自治的影響較為穩(wěn)定。此外，農(nóng)民的年齡、職業(yè)、是否為五保戶和家庭年收入對(duì)村民自治的參與沒有顯著性影響。

在模型2中，我們引入了綜合性政策滿意度和保障性政策滿意度兩個(gè)變量。結(jié)果顯示，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對(duì)村民自治參與均有顯著的積極影響。一方面，農(nóng)民對(duì)綜合性政策滿意度愈高，其參加村民自治的概率就會(huì)愈大。具體而言，農(nóng)民對(duì)綜合性政策滿意度每增加1個(gè)單位，其參加村民自治的概率就會(huì)增加0.025倍。另一方面，農(nóng)民參加村民自治的概率會(huì)隨著其對(duì)保障性政策滿意度的增加而增加，即農(nóng)民對(duì)保障性政策滿意度每增加1個(gè)單位，其參加村民自治的概率就會(huì)提高0.024倍。這也就驗(yàn)證了研究假設(shè)：農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)政策滿意度越高，其參加村民自治的可能性就會(huì)越大。同時(shí)，這也與過去的既有理論保持一致，即“政策因素表現(xiàn)出明顯的功能性驅(qū)動(dòng)，對(duì)國(guó)家治理績(jī)效具有顯著的影響”［42］。

（二）涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與的異質(zhì)性

一般而言，人口學(xué)⑥差異會(huì)帶來個(gè)體的行為選擇差異。同時(shí)，我們假設(shè)不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況下的個(gè)人采取的行為選擇也會(huì)有差異。因此，接下來本文將進(jìn)一步探討涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與關(guān)系關(guān)于性別、年齡和家庭年收入的異質(zhì)性。

如表3所示，從性別分組的回歸結(jié)果分析，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對(duì)男性農(nóng)民的村民自治參與均有顯著影響，但在女性樣本回歸中，綜合性政策滿意度與村民自治參與則無顯著性關(guān)系，且回歸系數(shù)為負(fù)值。原因可能在于相較于女性農(nóng)民來說，男性農(nóng)民對(duì)綜合性政策滿意度的感知力更強(qiáng)。從年齡分組的估計(jì)結(jié)果去看，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對(duì)老年農(nóng)民的村民自治參與影響更顯著，對(duì)青年農(nóng)民的村民自治參與均無顯著性影響，而對(duì)中年農(nóng)民參與村民自治有顯著影響的為保障性政策滿意度?？赡艿慕忉屖牵嗄贽r(nóng)民相對(duì)于中老年農(nóng)民而言，其對(duì)政策影響的感受程度較淺，而中老年農(nóng)民對(duì)生活的閱歷較為豐富，對(duì)政策的影響感受程度較深，這種不同認(rèn)知往往會(huì)帶來不同的行為選擇以及不同行為選擇的參與程度。從家庭年收入分組回歸結(jié)果估計(jì)，涉農(nóng)政策滿意度在中等收入家庭組的回歸系數(shù)顯著，而對(duì)高收入家庭組的農(nóng)民的影響并不顯著。這就說明，對(duì)于高收入家庭的農(nóng)民來說，不論是綜合性政策滿意度還是保障性政策滿意度，對(duì)其村民自治參與的行為選擇影響均不明顯；而對(duì)于中等收入家庭農(nóng)民而言，兩類政策對(duì)其村民自治參與均有積極的促進(jìn)作用。此外，就低收入家庭的農(nóng)民而言，綜合性政策滿意度對(duì)其村民自治參與影響不太顯著，而保障性政策滿意度對(duì)其參與村民自治有正面的激勵(lì)作用。這可能是由于低收入家庭的農(nóng)民囿于經(jīng)濟(jì)條件有限，其更加關(guān)心保障性的涉農(nóng)政策，如若滿意度較高，則其政治參與的積極性就會(huì)提升。

表3 涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與的個(gè)人特征異質(zhì)性分析

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與影響結(jié)果的穩(wěn)健性，本文依據(jù)“五個(gè)民主”進(jìn)行分項(xiàng)回歸估計(jì)⑦，從而避免可能存在的將五項(xiàng)內(nèi)容進(jìn)行降維后的因子得分帶來的結(jié)果誤差。如表4所示，在控制其他自變量不變的前提下，除了綜合性政策滿意度對(duì)民主協(xié)商不存在顯著影響外，涉農(nóng)政策滿意度對(duì)五個(gè)民主均存在顯著性影響水平，且回歸系數(shù)均為正，與表2結(jié)果基本一致。這也就進(jìn)一步驗(yàn)證了表2的研究結(jié)果，即農(nóng)民對(duì)綜合性政策與保障性政策的滿意度越高，其參加村民自治的可能性就會(huì)越大。進(jìn)一步挖掘研究數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，綜合性政策滿意度對(duì)民主決策的影響系數(shù)最大，系數(shù)值為0.171；而保障性政策滿意度對(duì)民主監(jiān)督的影響系數(shù)最大，系數(shù)值為0.298。這可能說明，綜合性涉農(nóng)政策與保障性涉農(nóng)政策相對(duì)來說更能調(diào)動(dòng)農(nóng)民參與民主決策和民主監(jiān)督的積極性與主動(dòng)性?？傮w而言，本文的研究結(jié)果相對(duì)而言較為穩(wěn)健。

（四）涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響路徑

根據(jù)前文的實(shí)證研究可以發(fā)現(xiàn)，涉農(nóng)政策滿意度在一定程度上能夠優(yōu)化村民自治的參與程度。但是，既有研究提示我們，一般而言，政治信任、政府信任等是影響公民政治參與的重要變量［43］。那么，這就啟發(fā)我們進(jìn)一步思考涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間是否存在著中間變量。換言之，涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響途徑究竟是什么？

張川川與胡志成認(rèn)為，村民對(duì)當(dāng)?shù)卣男湃纬潭扰c民主選舉之間呈顯著性水平［44］。孫昕等人認(rèn)為，影響村民參加村委會(huì)選舉的一個(gè)重要因素是村民對(duì)政府的政治信任程度［45］。同時(shí)，還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民對(duì)政策的滿意程度對(duì)其政府滿意度有正向的顯著性影響［46］?；诖耍梢约俣ㄞr(nóng)民的政府滿意度在涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間起著中介調(diào)節(jié)作用。接下來，我們引入政府滿意度這一中介變量。鑒于問卷中的題項(xiàng)涉及到中央政府、省級(jí)政府、市縣兩級(jí)政府與鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府四個(gè)等級(jí)的滿意度，答案設(shè)置為“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”，并依次編碼賦值為“1—5”，在此依舊采取因子分析法⑧提取一個(gè)公因子“政府滿意度因子”。首先，我們考察涉農(nóng)政策滿意度對(duì)農(nóng)民政府滿意度的影響情況，緊接著考察涉農(nóng)政策滿意度與農(nóng)民政府滿意度對(duì)村民自治參與的影響。

如表5所示，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對(duì)農(nóng)民政府滿意度的影響系數(shù)均為正，且顯著性水平均為0.000，這就是說涉農(nóng)政策滿意度對(duì)農(nóng)民的政府滿意度有正向影響，即綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度越高，農(nóng)民對(duì)政府的滿意度亦會(huì)越高。進(jìn)一步去看，在表6中，在控制其他自變量不變的情況下，當(dāng)加入政府滿意度變量時(shí)，保障性政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響水平并未發(fā)生根本變化（P≤0.01），但是綜合性政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響水平卻發(fā)生了明顯改變（P＞0.05）。這就說明，農(nóng)民的政府滿意度在保障性政策滿意度與村民自治參與之間起到了中介“橋梁”作用，且中介效應(yīng)占到了總效應(yīng)的52%；而其在綜合性政策滿意度與村民自治參與之間并未起到中介作用。這就從另一個(gè)層面說明，綜合性政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響并不穩(wěn)定；而保障性政策與民生息息相關(guān)，其更能影響農(nóng)民對(duì)政府的滿意度水平，因此對(duì)村民自治參與的影響相對(duì)來說更為穩(wěn)定。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5 涉農(nóng)政策滿意度與農(nóng)民對(duì)政府滿意度的關(guān)系

表6 涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響途徑

五、結(jié)論與討論

涉農(nóng)政策滿意度是農(nóng)民在特定時(shí)期對(duì)政府制定并實(shí)施的與“三農(nóng)”領(lǐng)域息息相關(guān)的政策作出的主觀評(píng)價(jià)，這種滿意度評(píng)價(jià)對(duì)農(nóng)民的政治參與，尤其是對(duì)村民自治的參與有著不可忽視的影響。本研究通過對(duì)既有文獻(xiàn)的梳理，利用2017年“百村（居）觀察”數(shù)據(jù)，對(duì)涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證性研究，得出以下基本結(jié)論：一是涉農(nóng)政策滿意度可歸因?yàn)榫C合性政策滿意度和保障性政策滿意度。其中，農(nóng)民對(duì)保障性政策滿意度的因子得分相對(duì)更高，分值約為70分；而農(nóng)民對(duì)綜合性政策滿意度的因子得分則相對(duì)較低，分值不到60分，二者相差10個(gè)分值。這就啟示我們，農(nóng)民對(duì)國(guó)家推行的綜合性涉農(nóng)政策滿意度還有較大的優(yōu)化與提升空間，基層政府在落實(shí)綜合性涉農(nóng)政策時(shí)應(yīng)當(dāng)注意方式方法。二是涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。在保持控制變量不變的情況下，農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)政策滿意度越高，其參與村民自治的可能性就會(huì)越大，村民自治有效性就會(huì)越強(qiáng)；反之，農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)政策滿意度越低，其參與村民自治的可能性就會(huì)越小，村民自治有效性就會(huì)越弱。進(jìn)一步去看，涉農(nóng)政策滿意度對(duì)男性、老年、中等收入家庭農(nóng)民的村民自治參與有更大的積極影響。此外，從影響路徑看，保障性政策滿意度主要通過提高農(nóng)民的政府滿意度來增強(qiáng)農(nóng)民參與村民自治的積極性，而綜合性政策滿意度通過這一路徑影響村民自治參與的表現(xiàn)并不明顯。

根據(jù)研究結(jié)論，啟示我們至少應(yīng)從以下兩方面來著手提高農(nóng)民對(duì)涉農(nóng)政策的滿意度，進(jìn)而促進(jìn)村民自治的有效性。一是應(yīng)完善涉農(nóng)領(lǐng)域的相關(guān)政策。這就暗含有三層含義：第一，在政策制定時(shí)，要充分做好頂層設(shè)計(jì)工作，確保政策能夠有效落地且可操作；第二，在政策具體執(zhí)行時(shí)，需注重政策落實(shí)的方式方法，切不可強(qiáng)制盲目；第三，在政策推行后，應(yīng)注意及時(shí)跟進(jìn)，階段性地收集農(nóng)民和村干部的意見與態(tài)度，并漸進(jìn)地進(jìn)行調(diào)適。與此同時(shí)，還應(yīng)做到因地、因情制宜，避免“一刀切”。在這里，尤為需要引起關(guān)注的是綜合性涉農(nóng)政策，如土地確權(quán)政策、土地征用政策等。二是注重提高農(nóng)民的受教育水平，不斷強(qiáng)化其政治認(rèn)知能力和政治參與水平。一般而言，農(nóng)民受教育層次越高，其對(duì)涉農(nóng)政策的理解與吸收能力就會(huì)越強(qiáng)，政治認(rèn)知和政治參與的水平就會(huì)相應(yīng)提高［47］。此外，從村民自治本身去看，基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和村兩委干部要善于利用政策效應(yīng)激發(fā)村民參與到村民自治的自我管理、自我教育和自我服務(wù)中去，以此強(qiáng)化干群關(guān)系，推進(jìn)鄉(xiāng)村振興。

最后，在上述研究發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)上，可做進(jìn)一步延伸性討論。中國(guó)政治的本質(zhì)是農(nóng)民政治［48］。其中，涉農(nóng)政策作為一種公共性政策，其議程設(shè)置與執(zhí)行效果深刻影響著基層農(nóng)民群眾政治參與的深度、廣度和效度。理論上看，基層在落實(shí)涉農(nóng)政策過程中，若無法令農(nóng)民群眾滿意，則會(huì)使這一公共性政策的初衷與目標(biāo)大打折扣，進(jìn)而會(huì)影響其參與村民自治的積極性和主動(dòng)性；相反，若能夠令農(nóng)民群眾滿意，則會(huì)透過這一公共性政策強(qiáng)化其對(duì)上級(jí)政府的信心，進(jìn)而會(huì)相應(yīng)地深化其對(duì)基層政治的認(rèn)可度，更有利于推動(dòng)其參與至村民自治場(chǎng)域中。當(dāng)然，需要說明的是，村民自治的有效參與受多重因素影響，涉農(nóng)政策滿意度僅是其中的影響因素之一。但這并不是說涉農(nóng)政策滿意度對(duì)村民自治參與的影響不太重要，相反，每一個(gè)影響村民自治有效參與的因素都不容忽視。期待學(xué)者們?cè)谖磥砟苓M(jìn)一步推進(jìn)并豐富村民自治有效參與的相關(guān)研究。

注釋：

① 因選擇“記不清”選項(xiàng)的樣本量較少，剔除后不影響總體樣本。

② 因篇幅有限，文中不再附表，如有需要，可向筆者索取。Bartlett的檢驗(yàn)顯著性水平為0.000，KMO=0.705。

③ 因篇幅有限，文中不再附表，如有需要，可向筆者索取。Bartlett的檢驗(yàn)顯著性水平為0.000，KMO=0.897。

④ 因篇幅有限，文中不再附表。如有需要，可向筆者索取。

⑤ 轉(zhuǎn)換公式為：轉(zhuǎn)換后的因子值=（原因子得分+X）*Y。其中，Y=99/（原因子得分最大值-原因子得分最小值），X=1/Y-原因子得分最小值。

⑥ 由于人口學(xué)變量相對(duì)較多，筆者在此采用較為常用的關(guān)鍵性自變量，即性別、年齡與經(jīng)濟(jì)狀況作為研究參考。

⑦ 鑒于“五個(gè)民主”的分項(xiàng)內(nèi)容作為因變量時(shí)的選項(xiàng)為二分類變量，此處的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒捎玫氖嵌猯ogistic回歸分析法。

⑧ 因篇幅有限，文中不再附表。如有需要，可向筆者索取。Bartlett的檢驗(yàn)顯著性水平為0.000，KMO=0.671。