政治效能感、社會資本對農(nóng)地整治農(nóng)戶參與意愿的影響研究

徐 雯，趙 微

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

1 引言

新時代背景下，農(nóng)地整治已成為助力精準扶貧、實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要支撐與保障。長期以來，多數(shù)農(nóng)地整治自上而下運行，農(nóng)戶常被排除在決策與實施過程之外[1]，一定程度上導(dǎo)致決策不完善、規(guī)劃設(shè)計不合理、工程質(zhì)量低下等問題，甚至引發(fā)土地沖突[2]。近年來，各級政府陸續(xù)出臺政策文件為農(nóng)戶參與整治提供制度保障，并在實踐中形成了“社區(qū)自治”“農(nóng)民自建”“公私合作”等參與式整治模式。但由于制度不完善、信息不透明、渠道不暢通等客觀原因，加之農(nóng)戶認知水平有限，整體上農(nóng)戶參與意愿普遍不高[3]，容易導(dǎo)致參與流于形式，直接影響了農(nóng)地整治績效，因此研究農(nóng)戶參與意愿的影響因素具有重要現(xiàn)實意義。

圍繞農(nóng)戶參與農(nóng)地整治,學(xué)界展開了多角度廣泛、深入的研究。從社會學(xué)角度，學(xué)者基于社會資本理論揭示了信任、情景、互動、網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范等因素的影響[4]；基于嵌入性社會結(jié)構(gòu)理論分析了村莊特征、社會網(wǎng)絡(luò)、政府支持等嵌入因素的影響[1]。從經(jīng)濟學(xué)角度，學(xué)者構(gòu)建了完全信息動態(tài)合作博弈模型，研究農(nóng)戶參與的影響因素[5]；運用制度構(gòu)成理論，分析了正式制度和非正式制度對參與意愿的影響[6]；運用交易費用理論，驗證了交易費用是影響參與意愿向參與行為轉(zhuǎn)化的顯著因素[7]。從心理學(xué)角度，學(xué)者運用計劃行為理論分析了行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制知覺等因素的影響[3]；基于感知價值理論，從預(yù)期收益和預(yù)期成本兩方面分析了參與意愿的影響因素[8]。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，目前多數(shù)研究視角較單一，尤其基于政治學(xué)角度的研究較為少見。雖有學(xué)者分析了政治信任對參與意愿的影響，卻是將該因素劃歸為社會資本范疇[4]。然而，農(nóng)地整治作為典型的農(nóng)村公共產(chǎn)品供給形式，農(nóng)戶參與是政府賦予農(nóng)戶參加農(nóng)村公共事務(wù)決策與管理權(quán)力的過程，其實質(zhì)是公民有序的政治參與。政治效能感作為一種政治態(tài)度，會影響公民政治參與的意愿、強度、歸因方式及行為選擇[9]。因而，研究農(nóng)戶參與農(nóng)地整治的意愿，不可忽略政治效能感這一因素。基于此，本文將從政治學(xué)角度切入，提出政治效能感作為農(nóng)戶參與意愿關(guān)鍵影響因素這一重要假設(shè)，并結(jié)合社會學(xué)、心理學(xué)相關(guān)理論，全面闡釋農(nóng)地整治農(nóng)戶參與意愿的影響因素及其作用機理。

2 理論分析

2.1 政治效能感與參與意愿

政治學(xué)將政治參與界定為公民或其團體試圖影響和推動政治系統(tǒng)決策過程的活動[10]，農(nóng)戶參與整治促使政府與有關(guān)單位回應(yīng)其權(quán)益訴求，故可能影響、改變農(nóng)地整治決策方式或運行規(guī)則，是典型政治參與行為。政治效能感是公民認為其政治行為對政治過程能夠產(chǎn)生影響力的感覺或者信念[9]。LANE將政治效能感區(qū)分為內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感兩個層面，BALCH則通過實證研究支持了這一觀點[9]。他們認為：內(nèi)在政治效能感，指個人自認為對政治過程的認知能力和對政府具有的影響力；外在政治效能感，指個人自認為政府會對其要求有所回應(yīng)或重視程度[9]。實踐中，當農(nóng)戶感到自己能夠影響政府行為、政府會對其權(quán)益訴求有所回應(yīng)時，才會愿意參與政治活動。政治效能感作為農(nóng)戶重要的政治態(tài)度對其政治行為具有一定影響作用，是預(yù)測其參與整治意愿的重要變量之一。研究證明[10-13]，政治效能感較高時個體政治參與較積極，但也有學(xué)者認為政治效能感處于適中狀態(tài)時可獲得可觀的政治參與。可見，政治效能感與政治參與的聯(lián)系在不同情景中有不同呈現(xiàn)。據(jù)此，提出研究假設(shè)：政治效能感顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿（H1）。

2.2 社會資本與參與意愿

嵌入性社會結(jié)構(gòu)理論認為個體行為受社會關(guān)系制約，即農(nóng)戶參與整治的意愿并非孤立產(chǎn)生，而是形成于一定村莊社會環(huán)境中，嵌入到特定社會資本里[1]。PUTNAM將社會資本概念引入到公共政策與民主治理領(lǐng)域，將其界定為社會組織的特征[15]。學(xué)者們對此內(nèi)涵的認知則逐漸向信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)等方面收斂。同時，由此三個維度可闡釋社會資本與政治參與間的相關(guān)性[14]：信任是對遵守或破壞網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范所做出的回報與懲罰，是政治參與的基礎(chǔ)。只有形成信任關(guān)系農(nóng)戶才愿與他人合作，才愿參與整治項目的決策和管理；規(guī)范是參與社會生活的行為準則和人類的社會生活模式，是政治參與的保障。只有權(quán)力、行為受到約束，農(nóng)戶才能切實享有民主參與權(quán)，其權(quán)益才能得以表達和實現(xiàn)，參與整治的意愿才會加強；網(wǎng)絡(luò)是個人、集體間形成的獨特聯(lián)系，是政治參與的載體。借助社會網(wǎng)絡(luò)或以組織形式參與整治，可降低參與成本，獲得更多整治收益，參與意愿由此增強。研究證實，農(nóng)戶社會資本指數(shù)同參與整治程度正相關(guān)[4]；社會資本對參與行為有正向嵌入性影響[1]；社會資本是公眾參與優(yōu)化的充要條件[15]，是村民政治參與的載體[11]等。據(jù)此，提出研究假設(shè)：社會資本與農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿正相關(guān)（H2）。

2.3 政治效能感、社會資本與參與意愿

政治效能感、社會資本會分別對農(nóng)戶參與意愿產(chǎn)生深刻影響，BANDURA的社會認知理論則為兩者共同發(fā)揮效用提供了邏輯分析框架。社會認知理論屬于社會心理學(xué)范疇，強調(diào)環(huán)境、認知、行為三者間的交互關(guān)系，認為行為選擇由認知思維所支配、引導(dǎo)，環(huán)境條件能夠制約、修正個體行為，即內(nèi)在認知思維與外部環(huán)境因素共同決定個體行為[16]。認知思維中，效能信念處于核心地位，是能動性的基礎(chǔ)[17]。在中國鄉(xiāng)村，社會資本作為日益分化的農(nóng)戶的聯(lián)系紐帶，最能反映農(nóng)戶所處的社會環(huán)境。因而，農(nóng)戶參與整治作為一種政治參與行為，政治效能感是其參與意愿形成的內(nèi)在動力，社會資本則是外部約束條件。據(jù)此，提出研究假設(shè)：農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿受政治效能感和社會資本的共同影響（H3）。

社會認知理論還指出認知與思維形成于環(huán)境中，受到環(huán)境調(diào)整[18]，即環(huán)境條件變化會刺激認知思維發(fā)展，不同認知思維水平又導(dǎo)致個體行為差異。可以說，外部環(huán)境對個體行為的影響部分經(jīng)由認知思維實現(xiàn)，認知在環(huán)境對行為的影響中起中介作用。研究證實[11-13]，信任能增強個體對政治與公共政策的回應(yīng)感；規(guī)范導(dǎo)致的互惠預(yù)期能促進個體政治效能感；社會網(wǎng)絡(luò)能降低政治參與成本，提升政治參與能力和興趣；政治效能感在社會資本對自治參與的影響中起中介作用。據(jù)此，提出研究假設(shè)：政治效能感在社會資本對參與意愿的影響中起中介作用（H4）；內(nèi)在政治效能感在社會資本對參與意愿的影響中起中介作用（H4a）；外在政治效能感在社會資本對參與意愿的影響中起中介作用（H4b）。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

探究農(nóng)戶參與意愿的影響機理，有助于完善現(xiàn)有的農(nóng)戶參與模式，更是改革傳統(tǒng)自上而下整治模式的重要切入點，可為政府制定有效、可行的農(nóng)戶參與制度提供科學(xué)依據(jù)。為使研究結(jié)論更具針對性，本文將圍繞傳統(tǒng)農(nóng)地整治模式下的農(nóng)戶參與意愿展開實證分析。

湖北省作為全國重要糧食生產(chǎn)基地，正大力推動農(nóng)地整治且效果顯著。荊門、宜昌、黃岡三地多由政府主導(dǎo)整治，與當?shù)厣鐣⒔?jīng)濟環(huán)境結(jié)合后形成了各自特色，作為研究區(qū)域具有一定代表性。調(diào)研人員于2017年4月25日—5月3日、8月4—9日對調(diào)查區(qū)域開展隨機抽樣調(diào)查，回收有效樣本504份。問卷內(nèi)容涉及受訪者及家庭基本特征、參與整治意愿、政治效能感和社會資本4個方面。受訪對象中男性占88.3%；年齡分布在26～85歲，以50～70歲人群為主；文化程度普遍較低，多為小學(xué)及初中文化；家庭規(guī)模較小，人口總數(shù)多為4～6人；59.9%的家庭以農(nóng)業(yè)收入為主，40.1%的家庭以非農(nóng)收入為主。

3.2 變量測量

農(nóng)戶在農(nóng)地整治中的政治效能感，可解釋為農(nóng)戶對自身影響農(nóng)地整治可能性的主觀認知，包括對自己能了解、影響農(nóng)地整治實施的能力評估，對政府及官員回應(yīng)、重視其整治訴求的可能性評估。依據(jù)前文對兩個維度的劃分和界定，設(shè)置以下題項：“我了解本村實施農(nóng)地整治的程序和辦法IPE1”“我能影響村干部在農(nóng)地整治中的態(tài)度和做法IPE2”“我通過投票能影響農(nóng)地整治中的某些結(jié)果IPE3”3個題項測量內(nèi)在政治效能感；“村干部在乎我對農(nóng)地整治的態(tài)度和看法EPE1”“鄉(xiāng)、鎮(zhèn)政府重視我對農(nóng)地整治提出的建議并能回應(yīng)我反映的問題EPE2”“上級政府和部門在制定農(nóng)地整治政策、決策整治方案時會考慮農(nóng)民感受EPE3”3個題項測量外在政治效能感。

農(nóng)戶在農(nóng)地整治中的社會資本，可解釋為農(nóng)戶與整治利益相關(guān)者通過社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建的某種特定關(guān)系，是農(nóng)戶在整治中能夠調(diào)動且能帶來經(jīng)濟效益的一切社會資源[15]。依據(jù)前文對三個維度的劃分和界定，設(shè)置以下題項：“對農(nóng)地整治相關(guān)政策信任STR1”“對集體經(jīng)濟組織信任STR2”“對整治技術(shù)人員信任STR3”“對其他村民信任STR4”4個題項測量信任；“對本村凝聚力評價SNO1”“對社會風(fēng)氣評價SNO2”“對治安狀況評價SNO3”3個題項測量規(guī)范；“與村干部交往SNE1”“與整治技術(shù)人員交往SNE2”“與集體經(jīng)濟組織交往SNE3”“與其他村民交往SNE4”4個題項測量網(wǎng)絡(luò)。

“參與意愿”指農(nóng)戶愿意參與農(nóng)地整治具體環(huán)節(jié)或相關(guān)事務(wù)的主觀意愿。此外，當前中國農(nóng)民分化日益嚴重，農(nóng)戶不再是同質(zhì)的經(jīng)濟主體。農(nóng)戶的土地依賴程度、土地價值認知、土地產(chǎn)權(quán)偏好有著明顯差異[19]，導(dǎo)致其面對農(nóng)地整治時表現(xiàn)出不同的參與動機和參與意愿。因而，考慮異質(zhì)性選取文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力作為控制變量。其中，文化程度解釋社會文化異質(zhì)性，人均收入解釋經(jīng)濟異質(zhì)性，生計脆弱性差異導(dǎo)致農(nóng)戶行為決策分異，抗災(zāi)能力解釋生計脆弱異質(zhì)性。

問卷采用5點Liket記分法對題項答案進行量化，即受訪者從“1 = 非常不愿意/非常不同意、2 = 不愿意/不同意、3 = 一般/說不清、4 = 比較愿意/比較同意、5 =非常愿意/非常同意”中選擇最接近個人主觀感知的一項。參與意愿均值為3.90，說明整體上農(nóng)戶參與意愿并不十分強烈。政治效能感均值偏低（3.13），社會資本均值整體不高（3.41）。由此推斷，調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶政治效能感具有較大提升空間，其社會資本存量有限；農(nóng)戶低水平的政治效能感和社會資本可能是制約農(nóng)戶參與農(nóng)地整治意愿的重要因素。

3.3 數(shù)據(jù)處理與研究方法

將樣本數(shù)據(jù)依次進行探索性因子分析、驗證性因子分析及信度效度檢驗，以評估樣本數(shù)據(jù)質(zhì)量，形成變量測度量表。由于涉及多個層次變量，故采用化潛為顯的處理方法，即以公因子方差貢獻率占累積方差貢獻率的比重為權(quán)重，按加權(quán)和法得到潛變量測量值。由研究假設(shè)可知，本文無需同時處理多個因變量和多重中介變量，數(shù)據(jù)處理后所有變量均可顯化，即滿足回歸分析要求。雖然使用顯變量會低估中介效應(yīng)值，但其檢驗中介效應(yīng)的能力強于潛在變量，且顯變量模型的擬合指數(shù)一般較好[20]，故本文采用更為簡效的回歸分析來估計影響效應(yīng)、檢驗中介變量。需要說明的是，被解釋變量“參與意愿”為有序多分類變量，根據(jù)現(xiàn)有研究，當有序多分類回歸方程中因變量等級數(shù)較多（5等及以上）時，近似滿足連續(xù)回歸分析假設(shè)，即Logistic回歸與普通線性回歸的差別較小[21]。因而，構(gòu)建多元線性回歸模型進行擬合。

根據(jù)社會認知理論，農(nóng)戶參與意愿受到政治效能感、社會資本這兩個方面因素的影響，回歸模型為：

式（1）中：BI為農(nóng)戶參與意愿；PE、SC為政治效能感類和社會資本類自變量；CV為控制變量，α為常數(shù)項；β、γ、τ為對應(yīng)變量的回歸系數(shù)；ε為殘差項。

由理論分析可知，政治效能感可能在社會資本對參與意愿的影響中起中介作用，用下列回歸方程描述三者間的關(guān)系，采用Bootstrap法檢驗中介效應(yīng)。

式（2）—式（4）中：c為自變量SC對因變量BI的總效應(yīng)；a為自變量SC對中介變量PE的效應(yīng)；b為控制了自變量影響后，中介變量對因變量的效應(yīng)；c'為控制了中介變量影響后，自變量對因變量的直接效應(yīng)；ab為自變量經(jīng)過中介變量作用于因變量的間接效應(yīng)；e為殘差項。

4 實證研究

4.1 因子分析

運用SPSS 17.0進行檢驗，全樣本Cronbach’sα=0.857，數(shù)據(jù)整體可接受。KMO=0.799，Bartlett球形檢驗P=0.000，數(shù)據(jù)適合做因子分析。根據(jù)主成分分析法，利用一半樣本數(shù)據(jù)采用方差極大正交旋轉(zhuǎn)法，抽取特征值大于1的因子，得到旋轉(zhuǎn)后因子荷載系數(shù)，見表1。刪除荷載系數(shù)0.5以下變量（對其他村民信任、與其他村民交往），“社會資本”保留9個解釋變量，提取3個因子，累計解釋方差變異65.350%，大于50%；“政治效能感”保留6個解釋變量，提取兩個因子，累計解釋方差變異69.968%，大于50%。利用另一半樣本數(shù)據(jù)檢驗測度模型，所得標準化因子荷載系數(shù)均大于0.5，滿足擬合要求。一階與二階因子模型整體擬合指標滿足判別標準。由于高階模型更為簡效，且高階模型擬合度沒有顯著變差，故接受二階因子模型。

各變量Cronbach’sα值在0.664～0.803，組合信度CR值均大于0.6，通過信度檢驗。問卷設(shè)計借鑒相關(guān)文獻并經(jīng)過修改、調(diào)整而形成，具備較好內(nèi)容效度；標準化因子載荷均大于0.5，達到顯著性水平，且CR值和平均方差抽取AVE值基本滿足閥值要求，具備較好收斂效度；因子間相關(guān)系數(shù)低于0.85，AVE平方根大于因子相關(guān)系數(shù)，具備較好區(qū)別效度。據(jù)此，解釋變量的選取具有可靠性、有效性，樣本數(shù)據(jù)整體擬合度較好，適合用來進一步驗證研究假設(shè)。

4.2 影響因素分析

4.2.1 政治效能感

由表2中模型1、模型2可知，控制文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力后，政治效能感變量對參與意愿的解釋力度增加（R2由9.7%增至12.4%）。外在政治效能感具有顯著正向影響，內(nèi)在政治效能感正向影響但不顯著，假設(shè)H1基本得到驗證。整體而言，政治效能感可反映基層政治制度的民主化程度，其水平正向影響政治參與的意愿及參與行為。

調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，部分村莊農(nóng)地整治相關(guān)宣傳工作不到位，農(nóng)戶對整治流程不了解，整治項目信息公開程度低，配套資金使用不透明，甚至有農(nóng)戶并不知曉是否開展過農(nóng)地整治。這種認知上的缺乏和信息上的劣勢，阻礙了農(nóng)戶內(nèi)在政治效能感的發(fā)展。同時，農(nóng)戶參與村集體公共事務(wù)往往流于形式，長期低水平的政治參與經(jīng)驗，造成農(nóng)戶低估其參與整治的作用和意義。個別農(nóng)戶甚至擔心參與整治中的民主投票會得罪人，從而招致某些潛在威脅。由此，低水平的內(nèi)在政治效能感（統(tǒng)計均值為2.79）難以形成顯著影響。另一方面，農(nóng)戶普遍表示能夠感知國家對農(nóng)地整治的大力投入，但其實際需求沒有得到有效回應(yīng)。例如渠道修建未考慮地形特征，建成后無法引水，甚至阻礙原有灌溉通道。農(nóng)戶就此多次反映卻未得到相關(guān)部門回應(yīng)，最終渠道荒廢成了擺設(shè)。農(nóng)戶對村干部和基層管理部門類似的不重視、不回應(yīng)、不作為，表現(xiàn)出了較強不滿，其參與農(nóng)地整治的熱情也必然會因此而挫傷。

表1 探索性因子分析（N=252）Tab.1 Result of exploratory factor analysis (N=252)

4.2.2 社會資本

由表2中模型3、模型4可知，控制文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力后，社會資本變量對參與意愿的解釋力度增加（R2由9.0%增至11.0%）。信任、規(guī)范均具有顯著正向影響，網(wǎng)絡(luò)負向影響不顯著，假設(shè)H2基本得到驗證。整體上，農(nóng)戶參與農(nóng)地整治多是農(nóng)戶自下而上影響農(nóng)地整治運行規(guī)則、監(jiān)督其中權(quán)力運行的過程。社會資本同樣是自下而上集結(jié)、強化，進而透過社會網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮作用，兩者具有同向度性。

首先，信任是政治參與的基礎(chǔ)。農(nóng)地整治中，常涉及耕地被占、田塊調(diào)整等容易引發(fā)利益沖突的事宜。如果農(nóng)戶對政府及相關(guān)主體缺乏信任，就會預(yù)期到較高的合作成本或較低的合作收益，一定程度抑制其參與整治的意愿。相反，農(nóng)戶對政府及相關(guān)主體的信任程度越高，越能抑制農(nóng)戶自身的機會主義行為，增強農(nóng)戶對合作的感知，從而提高其參與意愿。其次，規(guī)范是政治參與的保障。農(nóng)戶參與整治往往需要投資投勞，有農(nóng)戶反映個別人出工不出力，造成了較壞影響。此外，村干部在整治中具有天然的信息優(yōu)勢，有農(nóng)戶反映村干部未按要求傳達整治相關(guān)政策，更有利用職務(wù)之便在整治中謀私利的情況。上述亂象足以使農(nóng)戶對參與整治的真實性、有效性產(chǎn)生懷疑。因而，只有約束“搭便車”行為，制約管理者權(quán)力，才能確保農(nóng)戶切實享有民主參與權(quán)，進而激發(fā)農(nóng)戶的參與意愿。再次，網(wǎng)絡(luò)是政治參與的載體。調(diào)研區(qū)內(nèi)專業(yè)合作社或協(xié)會數(shù)量不多，且實際運作的更少。留守的農(nóng)戶多為老年人，由于文化水平較低與技術(shù)人員交流少。農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)整體上并不發(fā)達（統(tǒng)計均值為2.72），農(nóng)戶難以依托社會網(wǎng)絡(luò)顯著減少參與成本，因而網(wǎng)絡(luò)影響不顯著。此外，不少農(nóng)戶認為參與公共事務(wù)能體現(xiàn)個人價值，提升在本村的社會地位，因此越是日常與他人交往少的農(nóng)戶，可能越愿意通過參與整治來獲得認同與尊重。少數(shù)與村干部交往密切的農(nóng)戶，則有機會通過非正常途徑了解整治信息而得到特殊利益，故他們愿意參與整治卻并不贊同人人都參與。

4.2.3 政治效能感、社會資本與參與意愿

由表2中模型5、模型6可知，控制文化程度、人均收入、抗災(zāi)能力后，政治效能感、社會資本兩類變量對參與意愿的解釋力度增加（R2由13.2%增至15.3%），且影響顯著，假設(shè)H3得到驗證。其中：外在政治效能感具有顯著正向影響，內(nèi)在政治效能感具有正向影響但不顯著，信任具有顯著正向影響，規(guī)范具有顯著正向影響，網(wǎng)絡(luò)具有顯著負向影響。由此，農(nóng)戶參與意愿可由兩類政治效能感和三種社會資本的影響效應(yīng)疊加來解釋。政治效能感是農(nóng)戶對自身政治能力的認知與判斷，對其政治行為選擇有著直接的影響作用。同時，農(nóng)戶的政治行為無法脫離中國鄉(xiāng)村社會情景，社會資本作為某種聯(lián)系農(nóng)戶與外部環(huán)境的紐帶，對農(nóng)戶政治行為選擇起到重要的制約、修正作用。可見，作為一種政治行為選擇，農(nóng)戶參與整治意愿受到農(nóng)戶個體認知與環(huán)境因素的共同影響。這既與BANDURA社會認知理論的結(jié)論一致，也符合中國農(nóng)戶在社會情景與自我價值間尋求均衡的處事之道。

表2 實證分析結(jié)果Tab.2 Empirical analysis results

4.3 中介效應(yīng)分析

由表3可知，模型7中檢驗系數(shù)c=0.230顯著，模型8中檢驗系數(shù)a=0.605顯著，模型11中檢驗系數(shù)b=0.206、c′=0.106均顯著，且ab和c′同號，說明政治效能感在社會資本對參與意愿的影響中起部分中介作用，假設(shè)H4得到驗證。由表4可知，政治效能感產(chǎn)生的中介效應(yīng)占總效應(yīng)54%，即社會資本對農(nóng)戶參與意愿的影響大部分經(jīng)由政治效能感發(fā)揮作用。

“關(guān)系”在中國人生活中發(fā)揮著特殊作用，人際間的信任可被看作是對“關(guān)系”的信任，社會規(guī)范可被看作是對“關(guān)系”的約束，交往行為可被看作“關(guān)系”行為。有沒有“關(guān)系”“關(guān)系”好不好，反映出農(nóng)戶的社會資本狀況。“關(guān)系”為農(nóng)戶提供政治資源，約束農(nóng)戶的政治行為，影響農(nóng)戶的政治交往，必然對農(nóng)戶的政治效能感產(chǎn)生影響，進而影響政治行為意愿。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)農(nóng)戶“關(guān)系”少、社會資本貧乏，其獲得的農(nóng)地整治信息非常有限，內(nèi)容多是走程序所必須的格式化信息，時間上滯后于少數(shù)“關(guān)系”農(nóng)戶，有些農(nóng)戶甚至不知道是否整治、有無補償，這使他們失去了發(fā)展政治效能感的基本條件。這些“被告知者”常被排除在村務(wù)之外，因而對于農(nóng)地整治這類公共事務(wù)他們保持漠然態(tài)度，對于自身訴求是否被回應(yīng)、被重視也感知遲緩。最終，長期的政治無力感積累成消極的政治效能感，導(dǎo)致農(nóng)戶政治參與意愿的不足。

4.3.1 內(nèi)在政治效能感中介效應(yīng)

由表3可知，模型7中檢驗系數(shù)c=0.230顯著，模型9中檢驗系數(shù)a=0.321顯著，模型12中檢驗系數(shù)b=0.020不顯著，c′=0.224顯著，故需用Bootstrap法檢驗間接效應(yīng)ab。通過Bootstrap法抽樣2000次，在95%置信度水平下進行區(qū)間估計（表4），擬合度指標達到要求，置信區(qū)間不包含零值，雙尾檢驗顯著，表明內(nèi)在政治效能感的中介效應(yīng)顯著。由于檢驗系數(shù)c′顯著，且ab和c′同號，說明內(nèi)在政治效能感起部分中介作用，假設(shè)H4a得到驗證。由表4可知，內(nèi)在政治效能感產(chǎn)生的中介效應(yīng)僅占總效應(yīng)3%，即社會資本對參與意愿的影響很少經(jīng)由內(nèi)在政治效能感傳遞。這與內(nèi)在政治效能感自身對參與意愿影響很小且不顯著有關(guān)，具體解釋可見前文。

4.3.2 外在政治效能感中介效應(yīng)

由表3可知，模型7中檢驗系數(shù)c=0.230顯著，模型10中檢驗系數(shù)a=0.610顯著，模型13中檢驗系數(shù)b=0.254顯著，c′=0.075不顯著，說明外在政治效能感在社會資本對參與意愿的影響中起完全中介作用，假設(shè)H4b得到驗證。由模型7、模型13可知，外在政治效能感的引入提高了模型解釋力度，說明社會資本主要是通過外在政治效能感對參與意愿產(chǎn)生影響。這與外在政治效能感自身對參與意愿影響較大且顯著有關(guān)，也與內(nèi)在政治效能感中介作用較小的結(jié)論相呼應(yīng)。

調(diào)研結(jié)果顯示，農(nóng)戶的外在政治效能感要比內(nèi)在政治效能感更趨向積極。事實上，相較于自己在政治自我認同上的能力，農(nóng)戶似乎更注重自己獲得政府回應(yīng)與重視的能力。因為后者能解決現(xiàn)實問題，帶來切實利益。同時說明，隨著整治工作的推進，農(nóng)戶的權(quán)益意識正被逐漸喚醒，權(quán)益表達的訴求也日益增強。這些都強化了外在政治效能感的中介效應(yīng)。

表3 中介效應(yīng)檢驗Tab.3 Mediating effect analysis

4.3.3 子維度中介效應(yīng)

由表4、表5檢驗結(jié)果還可知，在信任對參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用，中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)3%、48%。農(nóng)戶的人際信任水平會影響農(nóng)戶對他人客觀行為的主觀判斷。政府信任水平較高時，農(nóng)戶對政府或官員的回應(yīng)就會有較為積極的心理暗示，形成較高的外在政治效能感，進而影響農(nóng)戶政治參與意愿。事實上，調(diào)研地區(qū)村干部和基層政府部門的公信力普遍不高，但農(nóng)戶對中央政府表現(xiàn)出較高的信任水平。這在某種程度上會形成了一種制度保護的心理作用，即農(nóng)戶有可能通過一定方式引起更高層級政府或部門的關(guān)注與回應(yīng)，以形成對基層政府部門的壓力，從而解決整治過程中的問題。本質(zhì)上，這也是農(nóng)戶參與整治的一種方式，更是信任通過外在政治效能感影響農(nóng)戶參與行為的體現(xiàn)。

在規(guī)范對參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用，中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)4%、47%。村莊凝聚力越強、風(fēng)氣越良、制度建設(shè)越完善，則農(nóng)戶在參與村莊政治活動時越有自信和安全感。這既能激發(fā)農(nóng)戶在整治中積極表達利益訴求，也有助于農(nóng)戶公正客觀地評價村干部及基層政府部門的回應(yīng)。調(diào)查中，有農(nóng)戶反映當?shù)剞r(nóng)地整治項目時斷時繼，最后沒有完工便不了了之。由于整治過程中沒有執(zhí)行項目公示，村委會也未就此作出公開說明，導(dǎo)致農(nóng)戶私下里議論紛紛。不少農(nóng)戶因此而表現(xiàn)出消極的外在政治效能感。

在網(wǎng)絡(luò)對參與意愿的影響中，由于系數(shù)c=0.052不顯著（模型16），故應(yīng)以遮掩效應(yīng)立論[20]。內(nèi)在政治效能感的遮掩效應(yīng)量為1.89，可解釋為除內(nèi)在政治效能感外，存在效應(yīng)較大的其它中間變量（如外在政治效能感）。由于未控制該中間變量，網(wǎng)絡(luò)對參與意愿的直接效應(yīng)、總效應(yīng)均被遮掩，故呈現(xiàn)為不顯著正向影響[21]。外在政治效能感的遮掩效應(yīng)量為1.52，且ab和c′異號，可解釋為沒有控制外在政治效能感時，網(wǎng)絡(luò)對參與意愿的負向直接效應(yīng)被其正向間接效應(yīng)所削弱，導(dǎo)致總效應(yīng)被遮掩，故呈現(xiàn)為不顯著正向影響。整體上，沒有得到政治效能感發(fā)揮中介效應(yīng)的預(yù)期結(jié)論。原因可能是：對網(wǎng)絡(luò)的測量沒有涉及與父母、子女、親戚等交往的強關(guān)系；沒有加強對“農(nóng)戶與村干部交往”的測量，未能很好契合當下中國鄉(xiāng)村社會的現(xiàn)實；在網(wǎng)絡(luò)和參與意愿間可能存在其它效應(yīng)更大的中介變量。因此，在后續(xù)研究中可以從強關(guān)系、弱關(guān)系兩個維度解構(gòu)社會網(wǎng)絡(luò)，增強對干群關(guān)系的考察，并采用多重中介變量的研究框架。

表4 中介效應(yīng)測算結(jié)果Tab.4 Measurement of mediating effect

表5 子維度中介效應(yīng)檢驗Tab.5 Mediating effect analysis of sub-dimensions

5 結(jié)論與啟示

研究結(jié)論：（1）農(nóng)戶參與農(nóng)地整治實質(zhì)是有序的政治參與，政治效能感顯著影響參與意愿；個體行為內(nèi)嵌于特定社會環(huán)境中，社會資本顯著影響參與意愿。（2）政治效能感作為內(nèi)在動力，社會資本作為外部約束，兩者共同影響參與意愿。外在政治效能感、信任、規(guī)范具有顯著正向影響，網(wǎng)絡(luò)具有顯著負向影響，內(nèi)在政治效能感影響不顯著。（3）在社會資本對參與意愿的影響中，政治效能感起中介作用；在信任對參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用；在規(guī)范對參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用；在網(wǎng)絡(luò)對參與意愿的影響中，內(nèi)在政治效能感、外在政治效能感均起遮掩作用。

研究啟示：（1）加大農(nóng)地整治政策與項目信息宣傳力度，使農(nóng)戶充分認識其參與對于保障工程質(zhì)量、調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、改善居住環(huán)境的重要意義，由此增強其主體意識，強化其對參與可行性、必要性的感知，促發(fā)內(nèi)在政治效能感對參與意愿的影響。（2）尊重農(nóng)戶合理權(quán)益訴求，疏通訴求表達渠道，建立健全意見受理、上報與反饋機制，使農(nóng)戶感知地方政府、相關(guān)部門及村委會的重視與回應(yīng)，提升農(nóng)戶外在政治效能感，激發(fā)其參與意愿。（3）積極改善、積累農(nóng)村社會資本，包括促進農(nóng)戶與其他個體、組織間的交流互動，提升人際信任和制度信任水平，提高整治中的合作效率；注重德治在農(nóng)村社會治理中的基礎(chǔ)作用，形成有效的道德約束，抑制整治中的自利行為；重視干群關(guān)系建設(shè)，完善民主決策管理制度，保障農(nóng)戶參與整治的基本途徑。（4）結(jié)合整治項目特征及所處環(huán)境差異，對政治效能感與社會資本進行協(xié)調(diào)，尤其重視政治效能感提升與社會資本優(yōu)化后的疊加效應(yīng)，充分發(fā)揮政治效能感中介作用，增強農(nóng)戶參與意愿。這些將利于整治項目與農(nóng)戶需求有效對接，有利于公民意識與公共精神培育，是完善鄉(xiāng)村治理機制、夯實農(nóng)村基層民主政治建設(shè)的重要途徑。