后鄉土社會視域下社會資本對選舉參與的影響

楊志健

摘要：【目的/意義】通過探討后鄉土社會視域下社會資本對選舉參與的影響機制，為擴大村民有序政治參與，提升鄉村治理改革成效提供新的路徑參考。【方法/過程】基于2015年中國綜合社會調查（CGSS2015）數據，運用中介效應模型實證檢驗了后鄉土社會視域下社會資本對選舉參與的作用機制。【結果/結論】研究發現：村民的社會資本對選舉參與具有顯著正向影響，同時社會資本會通過公共服務滿意度間接影響選舉參與情況。

關鍵詞：鄉村治理;社會資本;公共服務滿意度;選舉參與;中介效應

中圖分類號：D422.6;C912.6 ???文獻標志碼：A ???文章編號：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，Fujian 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

費孝通先生在20世紀40年代提出的理想型概念——“鄉土中國”[1]中，生動刻畫了中國傳統鄉村獨特的“鄉土性”特征。這一理論視角自誕生之日起就為眾多學者解釋鄉村社會提供了一個基本框架。如今，鄉土社會正經歷著劇烈的現代性變遷，其原有的鄉土性特征已然發生改變，但傳統鄉村的實體結構及部分鄉土文化卻依然保留，由此構成了中國基層社會的后鄉土性特征，有學者將其稱之為“后鄉土中國”[2]。不同于傳統的鄉土社會，后鄉土社會的村落共同體已轉換成“流動的村莊”，大量鄉村人口離開村莊，向外尋找更好的就業機會;鄉村社會空間呈現出愈來愈強的公共性;以及現代化進程沖擊下的鄉村文化變遷等新特點叫都給鄉村治理工作帶來了諸多挑戰。在鄉村振興背景下的農村建設過程中，基層群眾的政治參與無疑是最重要的一環。如何擴大村民的有序政治參與正日益成為鄉村治理改革的重要突破口，同時也是推進全過程人民民主建設的必然要求。

作為基層政權建設的制度實踐，《中華人民共和國村民委員會組織法》規定村委會由村民直接選舉產生，實行村民自治[4]。基層民主選舉是鄉村治理的重要參與形式，是具有中國特色的公民賦權運動。但村民在選舉投票中卻表現各異：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]，為什么村民對政治參與的態度各異，影響村民進行投票的因素有哪些？已有研究認為社會資本是一個重要影響因素，社會資本可以加強個體之間的聯系，提高社會成員的集體行動能力，從而顯著促進公民政治參與行動[6];同時社交聯絡可以在較大程度上克服個人資源積累不足的難題，打破個體資源限制，進而提升公民參與政治實踐的積極性[7]。胡榮[8]、裴志軍[9]等人的研究也表明社會資本的不同維度會對村民的選舉投票產生顯著正向影響。此外，還有大量文獻從政治心理學角度證實了政治信任[10]、政治效能感、權威主義人格[11]、參與意愿[12]等因素與政治參與的關系。其中公共服務滿意度對村民的政治參與也具有特殊影響：村民對農村公共服務的主觀評價和利益訴求，越來越影響著他們在基層民主選舉參與中的決策和行動[13]。因此，有必要引入公共服務滿意度這一心理變量來探討后鄉土社會視域下個體社會資本與選舉參與的復雜影響機制。然而目前關于三者間的具體關聯尚未得到學界明確檢驗，有鑒于此，本文基于2015年中國綜合社會調查數據（CGSS2015），建立中介效應模型，實證檢驗了社會資本、公共服務滿意度和選舉參與之間的作用機制。

1 ???文獻綜述與研究假設

1.1 ???社會資本與選舉參與

布迪厄（Bourdieu）最早明確提出了“社會資本”概念，在他看來，“社會資本是實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和認可的關系網絡有關[14]”。隨后科爾曼（Coleman）[15]對社會資本做了較為系統的研究，他認為在特定的社會網絡中行動者為了實現自身利益，相互間進行各種交換所形成的持續存在的社會關系，可以作為一種社會資源解決集體行動難題。帕特南（Putnam）[16]在前人研究的基礎上，從政治學視角進一步拓展了社會資本研究。社會資本是社會組織的特征，如信任、規范和網絡，它們能夠通過促進協調和合作提高社會效率。胡榮[8]基于帕特南的定義從社會交往、社會信任、互惠規范等幾個方面研究社會資本與中國農村基層選舉的關系，結果發現對村民政治參與具有積極影響的是社會資本中的社團因子和社區認同因子，而社會信任因子的影響并不顯著。社會資本理論的提出對國內學界產生的親和效應巨大，尤其是在中國傳統的關系型社會背景下，社會資本及其運作是每日生活現象[17]。后鄉土社會的村落不再是老死不相往來的封閉空間，而是具有高度的流動性和不確定性，大量人口外出追求更好的就業機會，城鄉之間的界限不再清晰可見，這大大拓展了村民之間的社會網絡，在社會網絡中人們遵守相同的互惠規范，并催生了廣泛的社會信任，尤其是傳統“熟人社會”的發展主要依賴于社會成員之間的情感紐帶和人際信任，這一點在后鄉土社會似乎并沒有發生太大變化[2]。社會資本促進了人際交往，加快了包括個人品行在內的信息流通，一定程度上消解了信息不對稱的問題，從而增加了人們在任何單獨交易中進行欺騙的潛在成本，約束了投機、逃避等不良行為，最終有助于解決集體行動中的“搭便車”難題[8]。在同一社會共同體中社會資本水平越高，自愿合作的可能性越高[16]。基層選舉投票是一種大規模的集體行動，其收益不能排除“免費搭車者”來分享，因此從理性經濟人的角度來講，經過成本收益計算后的村民本應選擇不去投票而免費享受收益，但人們選擇參與投票的深層原因若從社會資本視角進行分析，即社會信任、互惠規范和社交網絡這些不同于個體參與意愿、政治效能感等心理變量的外部因素都能夠產生社會合作的效益，從而構成了有效化解人類“集體行動困境”的機制[18]。基于以上分析，本文提出如下假設：

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

1.2 ???社會資本與公共服務滿意度

Rice[19]對愛荷華州社區數據的實證研究表明，社會資本與政府主客觀績效顯著相關。具有較高社會資本水平的居民對政府的信任度也更高，這可以極大地縮減政府在公共服務領域的供給成本并有效提升服務的水平和質量，進而改善居民對政府公共服務績效的主觀感知。萬生新等[20]對社會資本維度進行劃分，分析農村用水戶對用水協會的滿意度及影響因素，研究模型顯示，社會資本的結構維度和認知維度顯著影響用水戶滿意度，關系維度則不會產生顯著影響。廖媛紅[21]的研究表明，作為一種非正式制度，農戶的社會資本對其公共產品滿意度具有正向預測作用。李超等[22]認為在傳統鄉村的熟人社會中，社會資本擁有量的差異會影響農戶對公共物品的主觀評價：一方面，社會資本較為豐裕的農戶在使用同樣的公共設施時可能憑借豐富的關系網絡獲得更多的幫助，他們樂于通過信息溝通等方式與更多的人進行合作，這種合作所帶來的使用效果的明顯提升會導向對公共服務的積極評價;另一方面，社會資本水平越高的農戶意味著其社會信任度也越高，與他人的互動聯系更為頻繁，擁有良好的人際關系，認同并遵守社會公共秩序，對村莊公共服務的滿意度也越高。徐興興[23]通過全國10省95縣（市、區）的調查數據發現農民的社會資本（包括活動參與、社區安全感和社區信任）都對其公共服務滿意度具有積極意義。基于以上研究發現，本文提出如下假設：

H₂：社會資本對公共服務滿意度具有顯著正向影響，即社會資本越豐富，公共服務滿意度越高。

1.3 ???公共服務滿意度與選舉參與

公共服務與鄉村選舉參與之間存在著較為密切的關系。鄭冰島等[24]對CFPS的兩波數據進行檢驗發現，村莊內部所提供的經濟機會和公共服務越多，村民生活際遇對這些資源的依存度越高，則村委會選舉參與率也越高。現有研究在測量農村公共服務供給時主要采用客觀指標和主觀評價兩種做法，前者以公共服務支出占村莊總財政支出的比例[24]或人均公共服務經費作為代理變量[25]，后者則關注村民對公共服務不同方面的使用感受[26-27]。本文認為在衡量公共服務供給效果時，必須回到政府供給公共服務的出發點和落腳點，即讓民眾享受更優質高效的公共服務，因此考察民眾的主觀滿意度評價更能準確反映公共服務的真實使用效果[28]。在公共服務滿意度影響選舉參與的相關研究中，有研究者從需求度和依存度兩方面出發對公共服務類型進行二維四元劃分后認為，高需求度、低依存度的公共服務如住房保障對中間農民的政治參與影響很大，農民的住房保障滿意度越高，在農村社會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：

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

在鄉村地區，村民在使用公共服務過程中可能憑借自身更為豐富的社會資本得到更多支持和幫助，提升公共服務滿意度和自我效能感，進而更樂于參與農村基層選舉。因此，提出如下假設：

H₄：公共服務滿意度在社會資本對選舉參與的影響中發揮中介作用。

綜上，本文建構了如圖1所示的假設模型：

2 ???研究設計

2.1 ???數據來源

本文采用2015年中國綜合社會調查數據（CGSS2015），CGSS由中國人民大學社會學系和香港科技大學社會科學部聯合主持完成，通過多階分層PPS隨機抽樣的嚴格方法獲得最終數據，較為全面地涵蓋了個人、家庭、社區等多個層面的信息。由于CGSS2017調查問卷并沒有直接測量公共服務滿意度的題目，而CGSS2015問卷則包含了本研究所涉及變量的所有數據，綜合考慮變量測量需要和參考既有研究做法[26，28]，本文最終選取2015年的調查問卷。2015 年度調查覆蓋全國28個省、自治區和直轄市，共收集有效問卷10968份，選取其中戶口所在地為農村的樣本，對于問卷中只有個位數的藍印戶口、軍籍和沒有戶口的樣本不予考慮在內，剔除相關題項中的無效數據后，最終得到可供使用的有效樣本2436份。

2.2 ???變量測量

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

2.2.2 ???解釋變量 ???解釋變量為社會資本。根據原始問卷并借鑒已有研究做法[30-31]，從2個維度進行測量：（1）社會信任。選擇問卷中村民在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中對13類對象信任程度的問題進行測量，13類人涵蓋（近）鄰居、同村居民及陌生人，詢問對象涉及面廣，且代表性強。答案選項為“絕大多數不可信”“多數不可信”“可信者與不可信者各半”“多數可信”“絕大多數可信”5個等級，分別賦值為1～5分。（2）社交網絡。選擇問卷中村民與鄰居、其他朋友社交娛樂（如互相串門，一起看電視，吃飯，打牌等）的頻繁程度進行測量。回答“從來不、一年一次或更少”賦值為1，“一年幾次”賦值為2，“大約一個月一次、一個月幾次”賦值為3，“一周一到兩次”賦值為4，“幾乎每天”賦值為5。經測試，15個題目克隆巴赫系數為0.852，可靠性較高;采用主成分分析法進行因子分析，經最大方差旋轉共抽取出3個公共因子，各因子方差貢獻率分別為39.19%、12.15%、9.72%，累計方差貢獻率達61.06%，按照各因子方差貢獻率進行加權計算得分，得出社會資本指標。因子分析的KMO值為0.890，巴特利特球形檢驗p值<0.001，效度良好。為便于觀察變量內部的具體變化，將這一指標等比例放大100倍，轉化為1～100之間的指數[32]。社會資本指標計算公式為：

其中，n為保留的因子個數，λ_i為第i個因子的方差貢獻率，f_i為第i個因子的得分。

2.2.3 ???中介變量 ???中介變量為公共服務滿意度。如前所述，相比客觀指標，公眾的主觀評價模式更能評估相關政策的實際效果[27]。因此，本文采取CGSS2015 中受訪者對公共服務的充足程度、分布均衡程度、便利程度和普惠性程度4個維度的主觀評價來測量公共服務滿意度，選項為“非常不滿意”“不太滿意”“說不清楚滿意不滿意”“比較滿意”“非常滿意”5個等級，剔除缺失值后依次記為1～5分。采用主成分分析法進行因子分析，經最大方差旋轉共抽取出1 個公共因子，該因子方差貢獻率為75.29%，經測試，克隆巴赫系數為0.890，表明4個維度的內部一致性較好，可靠性較高;KMO值為0.833，巴特利特球形檢驗p值<0.001，效度良好。同樣為便于觀察和分析變量內部變化情況，對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，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、個人年收入等人口統計學變量;二是以受訪者所在地區為主的區域變量。變量說明及描述性統計如表1所示。

表1數據顯示，農村選舉投票均值為0.558，超過一半的人會參與到基層選舉中。社會資本指數和公共服務滿意度也都超過平均值，分別為64.892和52.424，超過半數人自我感覺社會資本擁有量和公共服務滿意度良好。在人口統計學特征方面：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;多為初中及以下學歷，教育程度整體偏低;黨員身份較少;個人年收入均值為23125.6元;受訪者多位于中西部地區。

2.3 ???模型構建

Baron和Kenny的依次檢驗法是中介效應檢驗的一般步驟，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變量的情況，其中若有某個變量為二分類變量，則回歸系數就不在相同的尺度上，不能簡單進行比較[33]。由于本文的被解釋變量選舉參與為二分類變量，中介變量公共服務滿意度為連續變量，因此借鑒方杰等[34]的做法構建中介效應模型如下：

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

3 ???實證分析

3.1 ???相關性分析

本文的統計分析軟件為Stata 15.1SE，在進行相關性分析之前，首先進行多重共線性檢驗，以方差膨脹因子（VIF）作為共線性診斷統計量，數據顯示VIF值為1.16，遠小于10，說明各變量不會在模型中產生共線性的問題。

表2所示的是各變量相關性分析結果，可以發現，社會資本與選舉參與呈顯著正相關關系（r=0.066，p<0.01），公共服務滿意度與選舉參與也呈顯著正相關關系（r=0.065，p<0.01），另外，社會資本與公共服務滿意度之間也具有顯著正相關關系（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、個人年收入、地區均與選舉參與存在不同程度的相關關系（系數范圍在-0.111～0.170之間），相關性分析結果初步驗證了本文的假設是合理的，適合進行下一步的實證檢驗。

3.2 ???中介效應檢驗

由于本文被解釋變量是二分類變量，中介變量是連續變量，為了保證中介效應檢驗的準確性，參考雷利彩等[35]的做法，采用廣義結構方程（GSEM）模型。對相關變量進行了標準化處理，表3為中介效應檢驗結果。

由模型1可知，在控制其他條件不變的前提下，社會資本顯著正向影響公共服務滿意度（r=0.144，p<0.01），社會資本每增加1個對數單位，村民公共服務滿意度提升的發生比隨之增加15.5%，假設H2得到檢驗。模型2表明在控制其他變量情況下，社會資本對選舉參與具有顯著正向預測作用（r=0.056，p<0.01），社會資本每增加1個對數單位，參與選舉投票的發生比提高5.8%，假設H₁得到檢驗。模型3的估計結果顯示在控制其他變量的影響后，即使加入了公共服務滿意度，社會資本對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，同時公共服務滿意度與選舉參與也存在正向相關關系，社會資本每增加1個對數單位，其通過公共服務滿意度間接影響選舉參與的發生比提高5.4%。可以判斷公共服務滿意度在社會資本對選舉參與的影響中發揮中介作用，假設H₃和H₄得到支持。

另外，在3個模型中，性別對公共服務滿意度沒有影響，但對選舉參與的影響在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。年齡對公共服務滿意度和選舉參與都呈正相關關系，年齡越大，對公共服務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、政治面貌不會對公共服務滿意度產生顯著影響，但與選舉參與存在明顯相關關系，其中受教育程度與參加選舉投票活動負相關，政治面貌則呈正相關關系;個人年收入和地區因素均與公共服務滿意度和選舉參與不存在統計相關性。

在上述中介效應檢驗步驟的基礎上，本文結合溫忠麟等學者的建議[36-37]，選擇Bootstrap法作為穩健性檢驗的工具。設置重復抽樣次數為5000次，以95% 作為中介效應置信區間，如果此區間不包含0，則中介效應顯著，結果如表4、表5所示。

表4結果顯示，解釋變量社會資本直接效應為0.053，95%置信區間為[0，010，0.094]，置信區間不包括0，表明社會資本對選舉參與具有明顯正向預測作用。表5結果顯示，中介變量公共服務滿意度間接效應為0.005，95%置信區間為[0，007，0.012]，置信區間不包括0，表明公共服務滿意度在社會資本與選舉參與的關系中發揮的中介效應顯著，且為部分中介效應，Bootstrap法檢驗結果進一步證實了估計結果的穩健性和可靠性。

4 ???結論與討論

本文以公共服務滿意度為中介變量考察了后鄉土社會鄉村地區社會資本與選舉參與的影響機制，主要基于CGSS2015的調查數據進行實證檢驗，得出以下結論。

第一，村民的社會資本對選舉參與具有顯著正向影響。鄉土社會是禮治社會，主要依靠“禮”來實現社會控制。隨著社會轉型的加快，禮治秩序、長老政治的影響在逐漸減弱，農村基層政權建設的不斷推進和深化、村民自治制度的建立和完善，都為村民有序參與鄉村治理工作提供了有效的制度保障。后鄉土社會的村落具有頻繁且范圍極廣的流動性，村民的社會網絡不再局限于同村、村落之間，而是隨著流動性的提高不斷向外延伸，由此建構起來的社會信任使個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更為積極。已有研究表明，在民主體制下，社會資本豐富的地方更容易建立各種市民組織和利益集團，這些組織一般會積極參與公共事務，表達其政治訴求，而通過競選成為政治領袖的政治家自然也會積極回應選民的要求[38]。因此，對鄉村社會資本的培育仍然十分重要，通過提高村民之間的社會信任水平，鼓勵鄉村社團組織的發展，共同維護鄉村公共秩序，才能最大限度發揮社會資本的政治參與動員作用，促進鄉村治理共同體的形成。

第二，村民的社會資本會通過公共服務滿意度間接影響選舉參與熱情，即公共服務滿意度在社會資本對選舉參與的影響中起中介作用。社會資本能夠加強村民之間的互動聯系，鞏固社會網絡，增強集體信任，提升村民對公共服務的滿意度和自我效能感，使其更樂于參與鄉村基層選舉。從這個意義上來講，增加村民的社會資本存量，持續推進基本公共服務均等化，逐步彌合不合理的差距，同時鼓勵鄉村地區社會資本豐富的農戶相互合作提供公共產品，不斷提升公共服務質量和水平，能夠有效促進基層政治參與，擴大村民對公共事務的話語權，真正實現自我管理和服務、自我教育和監督的自治局面。值得注意的是，社會資本同樣存在消極作用。相比普通村民，社會資本更為豐富的村干部、“富人”等傳統鄉村精英對基層權力的掌控可能帶來嚴重的村莊政治排斥，并在一定程度上削弱村民自治的合法性基礎，從而抑制村民有序參與鄉村治理的意愿[39]。囿于研究資源的有限性，本文并未深入探討消極性社會資本的中介效應，其有待于進一步的研究。

第三，在本文的控制變量中，選舉參與的性別差異顯著，農村地區男性的參與表現比女性更積極，這可能與社會上“男主外女主內”的傳統文化觀念有關[40]。年齡、政治面貌對選舉參與存在顯著正向預測作用，年齡越大選舉參與傾向越強，這一點與鄭建君[41]的研究一致。可能的解釋是，隨著年齡和社會閱歷的增加，不斷擴大的社會關系網和農村地區的人情世故使之更愿意參與到政治選舉的集體行動中來，同時年齡越大的群體與社會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，因為在農村地區，黨員當選村委會成員的概率更大。受教育程度會負向影響選舉參與，可能存在2個原因：一是后鄉土社會的農村地區選舉依然是非競爭性的，而在非競爭性的選舉中，教育水平較高的個體會通過棄選表達自己的抗爭[42];二是一些經濟學研究表明，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去工作所帶來的收入，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，盡管從前人的經驗出發，從社會信任和社交網絡兩個維度對社會資本進行測量，但這并不能完全涵蓋社會資本的全部含義。既有研究表明，社會資本的不同維度對鄉村政治參與程度和參與意識的影響并不相同[9，38];下一步可以具體分析社會信任、社交網絡和互惠規范等維度如何分別影響選舉參與過程，以及納入可能存在的公共服務滿意度之外的其他心理變量來探討其中的中介傳導機制。其次，僅僅使用橫截面數據作為樣本來源，難以觀察這一中介效應在長期變化中的存在與否，未來可納入不同年份的調查數據進行長期追蹤。

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