楊志健

摘要：【目的/意義】通過(guò)探討后鄉(xiāng)土社會(huì)視域下社會(huì)資本對(duì)選舉參與的影響機(jī)制，為擴(kuò)大村民有序政治參與，提升鄉(xiāng)村治理改革成效提供新的路徑參考?！痉椒?過(guò)程】基于2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2015）數(shù)據(jù)，運(yùn)用中介效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了后鄉(xiāng)土社會(huì)視域下社會(huì)資本對(duì)選舉參與的作用機(jī)制?！窘Y(jié)果/結(jié)論】研究發(fā)現(xiàn)：村民的社會(huì)資本對(duì)選舉參與具有顯著正向影響，同時(shí)社會(huì)資本會(huì)通過(guò)公共服務(wù)滿意度間接影響選舉參與情況。

關(guān)鍵詞：鄉(xiāng)村治理;社會(huì)資本;公共服務(wù)滿意度;選舉參與;中介效應(yīng)

中圖分類號(hào)：D422.6;C912.6 ???文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ???文章編號(hào)：1637—5617（2022）02—0027—08

Effect of the Social Capital on Electoral Participation from the Perspective of Post-earthbound Society

——Mediating Effect Based on the Public Service Satisfaction

YANG Zhi-jian

（School of Politics and Public Administration，Huaqiao University，Quanzhou，F(xiàn)ujian 362021，China）

Abstract：【Objective/Meaning】By discussing the influence mechanism of social capital on the electoral participation from the perspective of post-earthbound society，the new path reference for expanding the orderly political participation of villagers and improving the effectiveness of rural governance reform.【Methods/Procedures】Based on the data of Chinese General Social Survey in 2015 （CGSS2015），the mediating effect model was used to empirically test the action mechanism of social capital on the electoral participation from the perspective of post-earthbound society.【Results/Conclusions】The results showed that the social capital of villagers had significant positive effect on the electoral participation;Meanwhile，the social capital would indirectly affect the situation of electoral participation through the public service satisfaction.

Key words：rural governance;social capital;public service satisfaction;electoral participation;mediating effect

費(fèi)孝通先生在20世紀(jì)40年代提出的理想型概念——“鄉(xiāng)土中國(guó)”[1]中，生動(dòng)刻畫(huà)了中國(guó)傳統(tǒng)鄉(xiāng)村獨(dú)特的“鄉(xiāng)土性”特征。這一理論視角自誕生之日起就為眾多學(xué)者解釋鄉(xiāng)村社會(huì)提供了一個(gè)基本框架。如今，鄉(xiāng)土社會(huì)正經(jīng)歷著劇烈的現(xiàn)代性變遷，其原有的鄉(xiāng)土性特征已然發(fā)生改變，但傳統(tǒng)鄉(xiāng)村的實(shí)體結(jié)構(gòu)及部分鄉(xiāng)土文化卻依然保留，由此構(gòu)成了中國(guó)基層社會(huì)的后鄉(xiāng)土性特征，有學(xué)者將其稱之為“后鄉(xiāng)土中國(guó)”[2]。不同于傳統(tǒng)的鄉(xiāng)土社會(huì)，后鄉(xiāng)土社會(huì)的村落共同體已轉(zhuǎn)換成“流動(dòng)的村莊”，大量鄉(xiāng)村人口離開(kāi)村莊，向外尋找更好的就業(yè)機(jī)會(huì);鄉(xiāng)村社會(huì)空間呈現(xiàn)出愈來(lái)愈強(qiáng)的公共性;以及現(xiàn)代化進(jìn)程沖擊下的鄉(xiāng)村文化變遷等新特點(diǎn)叫都給鄉(xiāng)村治理工作帶來(lái)了諸多挑戰(zhàn)。在鄉(xiāng)村振興背景下的農(nóng)村建設(shè)過(guò)程中，基層群眾的政治參與無(wú)疑是最重要的一環(huán)。如何擴(kuò)大村民的有序政治參與正日益成為鄉(xiāng)村治理改革的重要突破口，同時(shí)也是推進(jìn)全過(guò)程人民民主建設(shè)的必然要求。

作為基層政權(quán)建設(shè)的制度實(shí)踐，《中華人民共和國(guó)村民委員會(huì)組織法》規(guī)定村委會(huì)由村民直接選舉產(chǎn)生，實(shí)行村民自治[4]?；鶎用裰鬟x舉是鄉(xiāng)村治理的重要參與形式，是具有中國(guó)特色的公民賦權(quán)運(yùn)動(dòng)。但村民在選舉投票中卻表現(xiàn)各異：既有積極投身選舉參與的，也有盲目從眾隨大流的，還有消極逃避的[5]，為什么村民對(duì)政治參與的態(tài)度各異，影響村民進(jìn)行投票的因素有哪些？已有研究認(rèn)為社會(huì)資本是一個(gè)重要影響因素，社會(huì)資本可以加強(qiáng)個(gè)體之間的聯(lián)系，提高社會(huì)成員的集體行動(dòng)能力，從而顯著促進(jìn)公民政治參與行動(dòng)[6];同時(shí)社交聯(lián)絡(luò)可以在較大程度上克服個(gè)人資源積累不足的難題，打破個(gè)體資源限制，進(jìn)而提升公民參與政治實(shí)踐的積極性[7]。胡榮[8]、裴志軍[9]等人的研究也表明社會(huì)資本的不同維度會(huì)對(duì)村民的選舉投票產(chǎn)生顯著正向影響。此外，還有大量文獻(xiàn)從政治心理學(xué)角度證實(shí)了政治信任[10]、政治效能感、權(quán)威主義人格[11]、參與意愿[12]等因素與政治參與的關(guān)系。其中公共服務(wù)滿意度對(duì)村民的政治參與也具有特殊影響：村民對(duì)農(nóng)村公共服務(wù)的主觀評(píng)價(jià)和利益訴求，越來(lái)越影響著他們?cè)诨鶎用裰鬟x舉參與中的決策和行動(dòng)[13]。因此，有必要引入公共服務(wù)滿意度這一心理變量來(lái)探討后鄉(xiāng)土社會(huì)視域下個(gè)體社會(huì)資本與選舉參與的復(fù)雜影響機(jī)制。然而目前關(guān)于三者間的具體關(guān)聯(lián)尚未得到學(xué)界明確檢驗(yàn)，有鑒于此，本文基于2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS2015），建立中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)資本、公共服務(wù)滿意度和選舉參與之間的作用機(jī)制。

1 ???文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 ???社會(huì)資本與選舉參與

布迪厄（Bourdieu）最早明確提出了“社會(huì)資本”概念，在他看來(lái)，“社會(huì)資本是實(shí)際或潛在資源的集合體，這些資源與擁有制度化的共同熟識(shí)和認(rèn)可的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有關(guān)[14]”。隨后科爾曼（Coleman）[15]對(duì)社會(huì)資本做了較為系統(tǒng)的研究，他認(rèn)為在特定的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中行動(dòng)者為了實(shí)現(xiàn)自身利益，相互間進(jìn)行各種交換所形成的持續(xù)存在的社會(huì)關(guān)系，可以作為一種社會(huì)資源解決集體行動(dòng)難題。帕特南（Putnam）[16]在前人研究的基礎(chǔ)上，從政治學(xué)視角進(jìn)一步拓展了社會(huì)資本研究。社會(huì)資本是社會(huì)組織的特征，如信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)，它們能夠通過(guò)促進(jìn)協(xié)調(diào)和合作提高社會(huì)效率。胡榮[8]基于帕特南的定義從社會(huì)交往、社會(huì)信任、互惠規(guī)范等幾個(gè)方面研究社會(huì)資本與中國(guó)農(nóng)村基層選舉的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)村民政治參與具有積極影響的是社會(huì)資本中的社團(tuán)因子和社區(qū)認(rèn)同因子，而社會(huì)信任因子的影響并不顯著。社會(huì)資本理論的提出對(duì)國(guó)內(nèi)學(xué)界產(chǎn)生的親和效應(yīng)巨大，尤其是在中國(guó)傳統(tǒng)的關(guān)系型社會(huì)背景下，社會(huì)資本及其運(yùn)作是每日生活現(xiàn)象[17]。后鄉(xiāng)土社會(huì)的村落不再是老死不相往來(lái)的封閉空間，而是具有高度的流動(dòng)性和不確定性，大量人口外出追求更好的就業(yè)機(jī)會(huì)，城鄉(xiāng)之間的界限不再清晰可見(jiàn)，這大大拓展了村民之間的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中人們遵守相同的互惠規(guī)范，并催生了廣泛的社會(huì)信任，尤其是傳統(tǒng)“熟人社會(huì)”的發(fā)展主要依賴于社會(huì)成員之間的情感紐帶和人際信任，這一點(diǎn)在后鄉(xiāng)土社會(huì)似乎并沒(méi)有發(fā)生太大變化[2]。社會(huì)資本促進(jìn)了人際交往，加快了包括個(gè)人品行在內(nèi)的信息流通，一定程度上消解了信息不對(duì)稱的問(wèn)題，從而增加了人們?cè)谌魏螁为?dú)交易中進(jìn)行欺騙的潛在成本，約束了投機(jī)、逃避等不良行為，最終有助于解決集體行動(dòng)中的“搭便車(chē)”難題[8]。在同一社會(huì)共同體中社會(huì)資本水平越高，自愿合作的可能性越高[16]。基層選舉投票是一種大規(guī)模的集體行動(dòng)，其收益不能排除“免費(fèi)搭車(chē)者”來(lái)分享，因此從理性經(jīng)濟(jì)人的角度來(lái)講，經(jīng)過(guò)成本收益計(jì)算后的村民本應(yīng)選擇不去投票而免費(fèi)享受收益，但人們選擇參與投票的深層原因若從社會(huì)資本視角進(jìn)行分析，即社會(huì)信任、互惠規(guī)范和社交網(wǎng)絡(luò)這些不同于個(gè)體參與意愿、政治效能感等心理變量的外部因素都能夠產(chǎn)生社會(huì)合作的效益，從而構(gòu)成了有效化解人類“集體行動(dòng)困境”的機(jī)制[18]。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H₁：社會(huì)資本對(duì)選舉參與具有顯著正向影響，即社會(huì)資本越豐富，村民選舉參與的可能性越大。

1.2 ???社會(huì)資本與公共服務(wù)滿意度

Rice[19]對(duì)愛(ài)荷華州社區(qū)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，社會(huì)資本與政府主客觀績(jī)效顯著相關(guān)。具有較高社會(huì)資本水平的居民對(duì)政府的信任度也更高，這可以極大地縮減政府在公共服務(wù)領(lǐng)域的供給成本并有效提升服務(wù)的水平和質(zhì)量，進(jìn)而改善居民對(duì)政府公共服務(wù)績(jī)效的主觀感知。萬(wàn)生新等[20]對(duì)社會(huì)資本維度進(jìn)行劃分，分析農(nóng)村用水戶對(duì)用水協(xié)會(huì)的滿意度及影響因素，研究模型顯示，社會(huì)資本的結(jié)構(gòu)維度和認(rèn)知維度顯著影響用水戶滿意度，關(guān)系維度則不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。廖媛紅[21]的研究表明，作為一種非正式制度，農(nóng)戶的社會(huì)資本對(duì)其公共產(chǎn)品滿意度具有正向預(yù)測(cè)作用。李超等[22]認(rèn)為在傳統(tǒng)鄉(xiāng)村的熟人社會(huì)中，社會(huì)資本擁有量的差異會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)公共物品的主觀評(píng)價(jià)：一方面，社會(huì)資本較為豐裕的農(nóng)戶在使用同樣的公共設(shè)施時(shí)可能憑借豐富的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)獲得更多的幫助，他們樂(lè)于通過(guò)信息溝通等方式與更多的人進(jìn)行合作，這種合作所帶來(lái)的使用效果的明顯提升會(huì)導(dǎo)向?qū)卜?wù)的積極評(píng)價(jià);另一方面，社會(huì)資本水平越高的農(nóng)戶意味著其社會(huì)信任度也越高，與他人的互動(dòng)聯(lián)系更為頻繁，擁有良好的人際關(guān)系，認(rèn)同并遵守社會(huì)公共秩序，對(duì)村莊公共服務(wù)的滿意度也越高。徐興興[23]通過(guò)全國(guó)10省95縣（市、區(qū)）的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的社會(huì)資本（包括活動(dòng)參與、社區(qū)安全感和社區(qū)信任）都對(duì)其公共服務(wù)滿意度具有積極意義?；谝陨涎芯堪l(fā)現(xiàn)，本文提出如下假設(shè)：

H₂：社會(huì)資本對(duì)公共服務(wù)滿意度具有顯著正向影響，即社會(huì)資本越豐富，公共服務(wù)滿意度越高。

1.3 ???公共服務(wù)滿意度與選舉參與

公共服務(wù)與鄉(xiāng)村選舉參與之間存在著較為密切的關(guān)系。鄭冰島等[24]對(duì)CFPS的兩波數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，村莊內(nèi)部所提供的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)和公共服務(wù)越多，村民生活際遇對(duì)這些資源的依存度越高，則村委會(huì)選舉參與率也越高?，F(xiàn)有研究在測(cè)量農(nóng)村公共服務(wù)供給時(shí)主要采用客觀指標(biāo)和主觀評(píng)價(jià)兩種做法，前者以公共服務(wù)支出占村莊總財(cái)政支出的比例[24]或人均公共服務(wù)經(jīng)費(fèi)作為代理變量[25]，后者則關(guān)注村民對(duì)公共服務(wù)不同方面的使用感受[26-27]。本文認(rèn)為在衡量公共服務(wù)供給效果時(shí)，必須回到政府供給公共服務(wù)的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，即讓民眾享受更優(yōu)質(zhì)高效的公共服務(wù)，因此考察民眾的主觀滿意度評(píng)價(jià)更能準(zhǔn)確反映公共服務(wù)的真實(shí)使用效果[28]。在公共服務(wù)滿意度影響選舉參與的相關(guān)研究中，有研究者從需求度和依存度兩方面出發(fā)對(duì)公共服務(wù)類型進(jìn)行二維四元?jiǎng)澐趾笳J(rèn)為，高需求度、低依存度的公共服務(wù)如住房保障對(duì)中間農(nóng)民的政治參與影響很大，農(nóng)民的住房保障滿意度越高，在農(nóng)村社會(huì)就具有更高的獲得感和政治效能感，更愿意參與基層民主選舉[13]。由此，本文提出如下假設(shè)：

H₃：公共服務(wù)滿意度對(duì)選舉參與具有顯著正向影響，即公共服務(wù)滿意度越高，村民選舉參與的可能性越大。

在鄉(xiāng)村地區(qū)，村民在使用公共服務(wù)過(guò)程中可能憑借自身更為豐富的社會(huì)資本得到更多支持和幫助，提升公共服務(wù)滿意度和自我效能感，進(jìn)而更樂(lè)于參與農(nóng)村基層選舉。因此，提出如下假設(shè)：

H₄：公共服務(wù)滿意度在社會(huì)資本對(duì)選舉參與的影響中發(fā)揮中介作用。

綜上，本文建構(gòu)了如圖1所示的假設(shè)模型：

2 ???研究設(shè)計(jì)

2.1 ???數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS2015），CGSS由中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系和香港科技大學(xué)社會(huì)科學(xué)部聯(lián)合主持完成，通過(guò)多階分層PPS隨機(jī)抽樣的嚴(yán)格方法獲得最終數(shù)據(jù)，較為全面地涵蓋了個(gè)人、家庭、社區(qū)等多個(gè)層面的信息。由于CGSS2017調(diào)查問(wèn)卷并沒(méi)有直接測(cè)量公共服務(wù)滿意度的題目，而CGSS2015問(wèn)卷則包含了本研究所涉及變量的所有數(shù)據(jù)，綜合考慮變量測(cè)量需要和參考既有研究做法[26，28]，本文最終選取2015年的調(diào)查問(wèn)卷。2015 年度調(diào)查覆蓋全國(guó)28個(gè)省、自治區(qū)和直轄市，共收集有效問(wèn)卷10968份，選取其中戶口所在地為農(nóng)村的樣本，對(duì)于問(wèn)卷中只有個(gè)位數(shù)的藍(lán)印戶口、軍籍和沒(méi)有戶口的樣本不予考慮在內(nèi)，剔除相關(guān)題項(xiàng)中的無(wú)效數(shù)據(jù)后，最終得到可供使用的有效樣本2436份。

2.2 ???變量測(cè)量

2.2.1 ???被解釋變量 ???本文的被解釋變量為選舉參與。“投票通常被認(rèn)為是民主體制中最核心且最普遍的政治參與形式”[29]，在鄉(xiāng)村地區(qū)，選舉投票對(duì)于部分村民來(lái)說(shuō)可能是政治參與的唯一形式，在CGSS2015中選取問(wèn)卷題目“上次村委會(huì)選舉，您是否參加了投票？”，回答“是”賦值為1，回答“否”賦值為0，“沒(méi)有投票資格”視為缺失值進(jìn)行剔除。

2.2.2 ???解釋變量 ???解釋變量為社會(huì)資本。根據(jù)原始問(wèn)卷并借鑒已有研究做法[30-31]，從2個(gè)維度進(jìn)行測(cè)量：（1）社會(huì)信任。選擇問(wèn)卷中村民在不直接涉及金錢(qián)利益的一般社會(huì)交往/接觸中對(duì)13類對(duì)象信任程度的問(wèn)題進(jìn)行測(cè)量，13類人涵蓋（近）鄰居、同村居民及陌生人，詢問(wèn)對(duì)象涉及面廣，且代表性強(qiáng)。答案選項(xiàng)為“絕大多數(shù)不可信”“多數(shù)不可信”“可信者與不可信者各半”“多數(shù)可信”“絕大多數(shù)可信”5個(gè)等級(jí)，分別賦值為1～5分。（2）社交網(wǎng)絡(luò)。選擇問(wèn)卷中村民與鄰居、其他朋友社交娛樂(lè)（如互相串門(mén)，一起看電視，吃飯，打牌等）的頻繁程度進(jìn)行測(cè)量?；卮稹皬膩?lái)不、一年一次或更少”賦值為1，“一年幾次”賦值為2，“大約一個(gè)月一次、一個(gè)月幾次”賦值為3，“一周一到兩次”賦值為4，“幾乎每天”賦值為5。經(jīng)測(cè)試，15個(gè)題目克隆巴赫系數(shù)為0.852，可靠性較高;采用主成分分析法進(jìn)行因子分析，經(jīng)最大方差旋轉(zhuǎn)共抽取出3個(gè)公共因子，各因子方差貢獻(xiàn)率分別為39.19%、12.15%、9.72%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)61.06%，按照各因子方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行加權(quán)計(jì)算得分，得出社會(huì)資本指標(biāo)。因子分析的KMO值為0.890，巴特利特球形檢驗(yàn)p值<0.001，效度良好。為便于觀察變量?jī)?nèi)部的具體變化，將這一指標(biāo)等比例放大100倍，轉(zhuǎn)化為1～100之間的指數(shù)[32]。社會(huì)資本指標(biāo)計(jì)算公式為：

其中，n為保留的因子個(gè)數(shù)，λ_i為第i個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率，f_i為第i個(gè)因子的得分。

2.2.3 ???中介變量 ???中介變量為公共服務(wù)滿意度。如前所述，相比客觀指標(biāo)，公眾的主觀評(píng)價(jià)模式更能評(píng)估相關(guān)政策的實(shí)際效果[27]。因此，本文采取CGSS2015 中受訪者對(duì)公共服務(wù)的充足程度、分布均衡程度、便利程度和普惠性程度4個(gè)維度的主觀評(píng)價(jià)來(lái)測(cè)量公共服務(wù)滿意度，選項(xiàng)為“非常不滿意”“不太滿意”“說(shuō)不清楚滿意不滿意”“比較滿意”“非常滿意”5個(gè)等級(jí)，剔除缺失值后依次記為1～5分。采用主成分分析法進(jìn)行因子分析，經(jīng)最大方差旋轉(zhuǎn)共抽取出1 個(gè)公共因子，該因子方差貢獻(xiàn)率為75.29%，經(jīng)測(cè)試，克隆巴赫系數(shù)為0.890，表明4個(gè)維度的內(nèi)部一致性較好，可靠性較高;KMO值為0.833，巴特利特球形檢驗(yàn)p值<0.001，效度良好。同樣為便于觀察和分析變量?jī)?nèi)部變化情況，對(duì)因子作等比例放大處理。

2.2.4 ???控制變量 ???研究表明，影響選舉參與的因素眾多。參考既有文獻(xiàn)，本文選取了一系列控制變量，主要包括以下兩類：一是受訪者的性別、年齡、受教育程度、政治面貌、個(gè)人年收入等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量;二是以受訪者所在地區(qū)為主的區(qū)域變量。變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村選舉投票均值為0.558，超過(guò)一半的人會(huì)參與到基層選舉中。社會(huì)資本指數(shù)和公共服務(wù)滿意度也都超過(guò)平均值，分別為64.892和52.424，超過(guò)半數(shù)人自我感覺(jué)社會(huì)資本擁有量和公共服務(wù)滿意度良好。在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征方面：性別均值為0.466，女性占比較高，但性別分布總體較為均衡;平均年齡為50.015歲，最小年齡18歲，最大年齡94歲，受訪者均為成年人;多為初中及以下學(xué)歷，教育程度整體偏低;黨員身份較少;個(gè)人年收入均值為23125.6元;受訪者多位于中西部地區(qū)。

2.3 ???模型構(gòu)建

Baron和Kenny的依次檢驗(yàn)法是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的一般步驟，但這種方法的適用范圍僅限于中介變量和被解釋變量均為連續(xù)變量的情況，其中若有某個(gè)變量為二分類變量，則回歸系數(shù)就不在相同的尺度上，不能簡(jiǎn)單進(jìn)行比較[33]。由于本文的被解釋變量選舉參與為二分類變量，中介變量公共服務(wù)滿意度為連續(xù)變量，因此借鑒方杰等[34]的做法構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

式（2）～式（6）中，Y_i、M_i、X_i分別代表選舉參與、公共服務(wù)滿意度和社會(huì)資本，Control表示控制變量，i₁、i₂、i₃為常數(shù)項(xiàng)，c、a、c′為社會(huì)資本的系數(shù)，b為公共服務(wù)滿意度的系數(shù)，λ₁、λ₂、λ₃為控制變量的系數(shù)，ε_1i、ε_2i、ε_3i為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3 ???實(shí)證分析

3.1 ???相關(guān)性分析

本文的統(tǒng)計(jì)分析軟件為Stata 15.1SE，在進(jìn)行相關(guān)性分析之前，首先進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，以方差膨脹因子（VIF）作為共線性診斷統(tǒng)計(jì)量，數(shù)據(jù)顯示VIF值為1.16，遠(yuǎn)小于10，說(shuō)明各變量不會(huì)在模型中產(chǎn)生共線性的問(wèn)題。

表2所示的是各變量相關(guān)性分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本與選舉參與呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.066，p<0.01），公共服務(wù)滿意度與選舉參與也呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.065，p<0.01），另外，社會(huì)資本與公共服務(wù)滿意度之間也具有顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.150，p<0.01），在控制變量中，性別、年齡、受教育程度、政治面貌、個(gè)人年收入、地區(qū)均與選舉參與存在不同程度的相關(guān)關(guān)系（系數(shù)范圍在-0.111～0.170之間），相關(guān)性分析結(jié)果初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)是合理的，適合進(jìn)行下一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

3.2 ???中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由于本文被解釋變量是二分類變量，中介變量是連續(xù)變量，為了保證中介效應(yīng)檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，參考雷利彩等[35]的做法，采用廣義結(jié)構(gòu)方程（GSEM）模型。對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，表3為中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。

由模型1可知，在控制其他條件不變的前提下，社會(huì)資本顯著正向影響公共服務(wù)滿意度（r=0.144，p<0.01），社會(huì)資本每增加1個(gè)對(duì)數(shù)單位，村民公共服務(wù)滿意度提升的發(fā)生比隨之增加15.5%，假設(shè)H2得到檢驗(yàn)。模型2表明在控制其他變量情況下，社會(huì)資本對(duì)選舉參與具有顯著正向預(yù)測(cè)作用（r=0.056，p<0.01），社會(huì)資本每增加1個(gè)對(duì)數(shù)單位，參與選舉投票的發(fā)生比提高5.8%，假設(shè)H₁得到檢驗(yàn)。模型3的估計(jì)結(jié)果顯示在控制其他變量的影響后，即使加入了公共服務(wù)滿意度，社會(huì)資本對(duì)選舉參與的影響仍然顯著（r=0.053，p<0.05），而且影響是減弱的，同時(shí)公共服務(wù)滿意度與選舉參與也存在正向相關(guān)關(guān)系，社會(huì)資本每增加1個(gè)對(duì)數(shù)單位，其通過(guò)公共服務(wù)滿意度間接影響選舉參與的發(fā)生比提高5.4%。可以判斷公共服務(wù)滿意度在社會(huì)資本對(duì)選舉參與的影響中發(fā)揮中介作用，假設(shè)H₃和H₄得到支持。

另外，在3個(gè)模型中，性別對(duì)公共服務(wù)滿意度沒(méi)有影響，但對(duì)選舉參與的影響在0.01水平下顯著，男性相比女性參與基層選舉的可能性更大。年齡對(duì)公共服務(wù)滿意度和選舉參與都呈正相關(guān)關(guān)系，年齡越大，對(duì)公共服務(wù)供給越滿意的概率越大，也越有可能參與到選舉投票中;受教育程度、政治面貌不會(huì)對(duì)公共服務(wù)滿意度產(chǎn)生顯著影響，但與選舉參與存在明顯相關(guān)關(guān)系，其中受教育程度與參加選舉投票活動(dòng)負(fù)相關(guān)，政治面貌則呈正相關(guān)關(guān)系;個(gè)人年收入和地區(qū)因素均與公共服務(wù)滿意度和選舉參與不存在統(tǒng)計(jì)相關(guān)性。

在上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟的基礎(chǔ)上，本文結(jié)合溫忠麟等學(xué)者的建議[36-37]，選擇Bootstrap法作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的工具。設(shè)置重復(fù)抽樣次數(shù)為5000次，以95% 作為中介效應(yīng)置信區(qū)間，如果此區(qū)間不包含0，則中介效應(yīng)顯著，結(jié)果如表4、表5所示。

表4結(jié)果顯示，解釋變量社會(huì)資本直接效應(yīng)為0.053，95%置信區(qū)間為[0，010，0.094]，置信區(qū)間不包括0，表明社會(huì)資本對(duì)選舉參與具有明顯正向預(yù)測(cè)作用。表5結(jié)果顯示，中介變量公共服務(wù)滿意度間接效應(yīng)為0.005，95%置信區(qū)間為[0，007，0.012]，置信區(qū)間不包括0，表明公共服務(wù)滿意度在社會(huì)資本與選舉參與的關(guān)系中發(fā)揮的中介效應(yīng)顯著，且為部分中介效應(yīng)，Bootstrap法檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

4 ???結(jié)論與討論

本文以公共服務(wù)滿意度為中介變量考察了后鄉(xiāng)土社會(huì)鄉(xiāng)村地區(qū)社會(huì)資本與選舉參與的影響機(jī)制，主要基于CGSS2015的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論。

第一，村民的社會(huì)資本對(duì)選舉參與具有顯著正向影響。鄉(xiāng)土社會(huì)是禮治社會(huì)，主要依靠“禮”來(lái)實(shí)現(xiàn)社會(huì)控制。隨著社會(huì)轉(zhuǎn)型的加快，禮治秩序、長(zhǎng)老政治的影響在逐漸減弱，農(nóng)村基層政權(quán)建設(shè)的不斷推進(jìn)和深化、村民自治制度的建立和完善，都為村民有序參與鄉(xiāng)村治理工作提供了有效的制度保障。后鄉(xiāng)土社會(huì)的村落具有頻繁且范圍極廣的流動(dòng)性，村民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不再局限于同村、村落之間，而是隨著流動(dòng)性的提高不斷向外延伸，由此建構(gòu)起來(lái)的社會(huì)信任使個(gè)體越有可能為了共同的利益而合作，從而在選舉參與中的表現(xiàn)更為積極。已有研究表明，在民主體制下，社會(huì)資本豐富的地方更容易建立各種市民組織和利益集團(tuán)，這些組織一般會(huì)積極參與公共事務(wù)，表達(dá)其政治訴求，而通過(guò)競(jìng)選成為政治領(lǐng)袖的政治家自然也會(huì)積極回應(yīng)選民的要求[38]。因此，對(duì)鄉(xiāng)村社會(huì)資本的培育仍然十分重要，通過(guò)提高村民之間的社會(huì)信任水平，鼓勵(lì)鄉(xiāng)村社團(tuán)組織的發(fā)展，共同維護(hù)鄉(xiāng)村公共秩序，才能最大限度發(fā)揮社會(huì)資本的政治參與動(dòng)員作用，促進(jìn)鄉(xiāng)村治理共同體的形成。

第二，村民的社會(huì)資本會(huì)通過(guò)公共服務(wù)滿意度間接影響選舉參與熱情，即公共服務(wù)滿意度在社會(huì)資本對(duì)選舉參與的影響中起中介作用。社會(huì)資本能夠加強(qiáng)村民之間的互動(dòng)聯(lián)系，鞏固社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)集體信任，提升村民對(duì)公共服務(wù)的滿意度和自我效能感，使其更樂(lè)于參與鄉(xiāng)村基層選舉。從這個(gè)意義上來(lái)講，增加村民的社會(huì)資本存量，持續(xù)推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，逐步彌合不合理的差距，同時(shí)鼓勵(lì)鄉(xiāng)村地區(qū)社會(huì)資本豐富的農(nóng)戶相互合作提供公共產(chǎn)品，不斷提升公共服務(wù)質(zhì)量和水平，能夠有效促進(jìn)基層政治參與，擴(kuò)大村民對(duì)公共事務(wù)的話語(yǔ)權(quán)，真正實(shí)現(xiàn)自我管理和服務(wù)、自我教育和監(jiān)督的自治局面。值得注意的是，社會(huì)資本同樣存在消極作用。相比普通村民，社會(huì)資本更為豐富的村干部、“富人”等傳統(tǒng)鄉(xiāng)村精英對(duì)基層權(quán)力的掌控可能帶來(lái)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[39]。囿于研究資源的有限性，本文并未深入探討消極性社會(huì)資本的中介效應(yīng)，其有待于進(jìn)一步的研究。

第三，在本文的控制變量中，選舉參與的性別差異顯著，農(nóng)村地區(qū)男性的參與表現(xiàn)比女性更積極，這可能與社會(huì)上“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)文化觀念有關(guān)[40]。年齡、政治面貌對(duì)選舉參與存在顯著正向預(yù)測(cè)作用，年齡越大選舉參與傾向越強(qiáng)，這一點(diǎn)與鄭建君[41]的研究一致?？赡艿慕忉屖?，隨著年齡和社會(huì)閱歷的增加，不斷擴(kuò)大的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)和農(nóng)村地區(qū)的人情世故使之更愿意參與到政治選舉的集體行動(dòng)中來(lái)，同時(shí)年齡越大的群體與社會(huì)政治的利益捆綁更為頻繁和密切，因此其政治參與更為活躍。黨員身份的村民更熱衷于參與選舉，因?yàn)樵谵r(nóng)村地區(qū)，黨員當(dāng)選村委會(huì)成員的概率更大。受教育程度會(huì)負(fù)向影響選舉參與，可能存在2個(gè)原因：一是后鄉(xiāng)土社會(huì)的農(nóng)村地區(qū)選舉依然是非競(jìng)爭(zhēng)性的，而在非競(jìng)爭(zhēng)性的選舉中，教育水平較高的個(gè)體會(huì)通過(guò)棄選表達(dá)自己的抗?fàn)嶽42];二是一些經(jīng)濟(jì)學(xué)研究表明，受教育程度更高的人參與選舉投票所獲得的收益抵不上本應(yīng)去工作所帶來(lái)的收入，因此教育水平的提高反而可能降低民眾的參與積極性[43]。

本研究仍存在一定的局限性。首先，盡管從前人的經(jīng)驗(yàn)出發(fā)，從社會(huì)信任和社交網(wǎng)絡(luò)兩個(gè)維度對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行測(cè)量，但這并不能完全涵蓋社會(huì)資本的全部含義。既有研究表明，社會(huì)資本的不同維度對(duì)鄉(xiāng)村政治參與程度和參與意識(shí)的影響并不相同[9，38];下一步可以具體分析社會(huì)信任、社交網(wǎng)絡(luò)和互惠規(guī)范等維度如何分別影響選舉參與過(guò)程，以及納入可能存在的公共服務(wù)滿意度之外的其他心理變量來(lái)探討其中的中介傳導(dǎo)機(jī)制。其次，僅僅使用橫截面數(shù)據(jù)作為樣本來(lái)源，難以觀察這一中介效應(yīng)在長(zhǎng)期變化中的存在與否，未來(lái)可納入不同年份的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行長(zhǎng)期追蹤。

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