返鄉群體參與鄉村治理意愿研究
——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.西北農林科技大學經濟管理學院，陜西楊凌 712100；2.中國農業科學院農業經濟與發展研究所，北京 100081）

鄉村治理作為國家治理體系在基層社會的實踐延伸，不僅是實現鄉村振興戰略的重要基石，更是穩固黨在農村基層執政根基的關鍵手段。然而，隨著工業化和城鎮化的快速發展，原先分散、封閉且以“鄉土生活”為主的自然村落共同體遭到解構，村莊社會整體呈現出“空心化”“邊緣化”等現象，傳統村莊“全能治理”模式失靈。

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

當前，學者們圍繞鄉村治理已展開了富有成效的研究。在鄉村治理的參與主體及其治理效能上，村干部治村首先是鄉村治理的題中應有之義，但因其既處于科層體制基層，又位于鄉土社會之中，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品供給水平、改善鄉村生活環境的利他行動［3］。最后，鄉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，能夠節約協商和治理成本，但會帶來鄉村治權的弱化、村莊高密度利益的受損［4］。在參與鄉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、流動范圍、工作穩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“新鄉賢”治村、“集體經營”決策、“三治融合”發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、人居環境整治、社會資本整合［10-12］亦是影響村民參與鄉村治理的重要因素。

一、理論基礎與研究假設

返鄉群體參與鄉村治理不僅是其個體價值實現及再創造的過程，同樣對其當期及未來的家庭決策產生影響，而村莊內在資源稟賦條件及其個體資本掌握情況又進一步決定著該類群體參與鄉村治理的意愿值。

（一）資源稟賦認知對返鄉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展積淀形成的人文社會條件［14］，包括物質和非物質層面，內生性和外生性層面［15］，可以涉及區位交通、工業基礎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性的形成，具體體現在經濟、政治、文化、社會和生態稟賦的差異［16］。認知是返鄉群體經由意識活動而對獲取的知識進行識別、加工和應用的過程［17］。不可否認，參與鄉村治理能夠滿足個人自我實現的需求，提升其解決實際問題的能力；但作為一般“經濟人”，返鄉群體更傾向于綜合各方面認知去判別和權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決策，并在此基礎上參與鄉村治理。基于上述分析，本文提出有關村莊資源稟賦認知的假設：

H1：村莊資源稟賦認知對返鄉群體參與鄉村治理意愿存在顯著影響。

（二）個體資本差異對返鄉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、經濟資本構成［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］。返鄉群體參與鄉村治理作為一種社會實踐活動，必然會受到自身資本現狀的約束。具體來看，人力資本是個體知識儲備和領導能力的體現，外出務工可作為對返鄉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管理的能力與優越條件。社會資本指的是嵌入個體的關系網絡，不可否認，多年離鄉經歷使得返鄉人員原有的鄉土網絡變得脆弱，不利于其利用“熟人圈子”展開治理［23］；但與此同時，返鄉群體在務工地構建了更高質量的社會網絡，且處于該種網絡節點的組織和個人的社會經濟地位相對更高，資源調配能力更強［24］，對返鄉群體參與鄉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。經濟資本是貨幣或者產權的表現形式，返鄉群體的經濟資本一般高于留守村民，更注重對美好生活品質的追求，主觀上愿意為提高村莊繁榮度付出努力。基于上述分析，本文提出有關個體資源稟賦認知的假設：

H2：個體資本差異對返鄉群體參與鄉村治理意愿存在顯著影響。

（三）返鄉群體對村莊發展的影響

自鄉村振興戰略實施以來，人們將更多注意力轉移到返鄉群體與村莊發展的關系上，返鄉群體在經過系統性學習、專業化培訓后，實現了非農職業轉換，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］，也能為村莊非農經濟的發展注入經濟和社會資本。同時，返鄉群體作為“鄉村精英”群體，具有更新的發展理念和創新精神，可通過技術和價值觀的傳遞為村莊發展提供機遇［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，將是阻滯村莊發展的“包袱”；另一方面，勞動力回流，極易引起土地權屬問題并發生利益糾紛，嚴重影響村莊社會治安［28］。本文認為出現這種分歧的原因在于未根據勞動力返鄉緣由進行分類，勞動力選擇返鄉是基于個體和家庭共同決策的結果，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返鄉的勞動力屬于“主動返鄉”群體；而主要遭受城市推力以消極態度返鄉的勞動力則被認為是“被動返鄉”群體［29］，兩類群體對鄉村治理與發展的參與意愿和作用發揮存在差異。基于上述分析，本文提出有關返鄉群體的研究假設：

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

基于上述研究假設，本文構建了如圖1所示的理論分析框架。

圖1 理論分析框架

二、研究設計

本文通過使用回歸模型，設立新的變量體系來構建農戶村莊資源稟賦認知、個體資本差異對返鄉群體參與鄉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：數據來源、變量選取、描述性統計和模型選擇。

（一）數據來源

本文使用的數據來源于課題組2021年8—9月在安徽省展開的關于鄉村振興村民意向專項調查。選擇阜陽、蚌埠，合肥、六安、蕪湖、宣城6市，調查區域覆蓋皖北、皖中、皖南地區，具有較好的區域代表性。調研涵蓋土地市場、家庭生產、鄉村產業、人居環境、村莊建設等內容，采用PPS抽樣，在每個市抽取2個縣區，每個縣區抽取4個樣本鄉鎮，每個鄉鎮抽取2個行政村，行政村層面根據人口規模與集中程度隨機抽取20～35戶村民；調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.返鄉群體界定

在微觀層面上，村民的流動經歷可根據調查問卷中“您是否有過外出務工經歷”予以測度，當受訪村民回答“是”，則可視為返鄉群體，反之為村莊留守勞動力；在此基礎上，運用推拉理論［30］，將主要受農村拉力影響而作出返鄉決策的勞動力視為“主動返鄉”，主要受城市推力影響作出返鄉決策的勞動力視為“被動返鄉”，此處根據返鄉群體的“返鄉緣由”進行分類判別。在問卷題項設置中，將“厭倦城市生活”“準備返鄉創業”“鄉土情結濃厚”等返鄉緣由視為主動返鄉的判別依據，將“年老體衰、容易生病”“需要照顧老人孩子”“薪資不高、工作不穩定”等返鄉原由視為被動返鄉的判別依據。

2.被解釋變量

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

返鄉群體基于村莊資源稟賦認知并對照鄉村振興政策目標，對當下最迫切的鄉村治理工作有較理性的選擇以作為參與鄉村治理的路徑參考。具體來看，經濟稟賦認知源于個體對村莊經濟基礎、生產條件、比較優勢的綜合研判，立足于農業生產和特色優勢產業發展［16］，在問卷中以問題“您認為本村最適合發展的產業類型”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村落信仰價值的認識和把握，體現著返鄉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展方向”來表征。返鄉人員的生態稟賦認知是在對村莊生態環境和社會環境的感知基礎上，形成的關于生產生活方式對農村生態環境影響的心理認知，從而反映其對村莊生態治理的態度偏好［35］，以問卷中“您認為本村人居環境整治重點應在哪方面”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量的主觀評價，包含基于過程的代表性、公正性、回應性、廉潔性等四個維度［36］。調查問卷分別設置了6個認知題項，經過內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內容的主觀態度，用來反映返鄉群體在參與鄉村治理過程中政府對其訴求和意見的重視程度。社會稟賦認知體現在返鄉群體對村莊社會結構、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］，調查問卷設置了“您對周邊鄰里、親朋、同組成員、村委、鄉鎮政府、信訪部門信任感知度”等6個題項，通過內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］，可分別根據信任主體類別命名為“人際信任”和“機構信任”。

（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、是否接受培訓作為測量指標［39］；其中，文化程度根據“受教育年限”用連續變量表示。在社會資本維度，參考黃敦平的研究選取社會網絡、社會經驗和社會參與為衡量指標［40］；其中，社會網絡用以反映返鄉人員的人際關系結構，以“愿意一次借5萬元人數量”表征，社會經驗描述返鄉人員的人生經歷和處事技能，以“全年非農工作天數”表征，社會參與反映返鄉人員對村莊社會的融入程度，以“是否參與組織活動”表征。在經濟資本維度，結合鄉村實際，返鄉群體所擁有的經濟資本應當包含承擔非預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、楊悅等學者的研究，選取非農經營收入、承包 耕 地 總 面 積 作 為 衡 量 指 標［5，41］。

4.控制變量

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

（三）描述性統計

根據上文對相關變量的定義，本文經初步篩選，獲取返鄉群體總樣本1 617份，其中“主動返鄉”樣本953份，“被動返鄉”樣本664份。表1是返鄉群體總樣本的簡單描述性統計，并結合實際調研情況，初步得出：返鄉群體參與鄉村治理的整體意愿較高，其中愿意通過集資助力人居環境整治、提升鄉村宜居水平的樣本數占總樣本數的65.80%；在鄉村振興戰略實施背景下，返鄉群體對所在村莊產業發展類型的界定中，現代種養業、新型服務業、農產品加工業、休閑旅游業的樣本占比分別為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、物態文化、行為文化、心態文化的選擇樣本比例依次為36.38%、27.58%、24.36%、11.68%；關于生態稟賦認知，受訪人員認為應著重提升村莊自然系統、居住系統、社會系統和支撐系統來達到人居環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、個體資本對返鄉群體參與鄉村治理意愿的影響，在實證分析中，被解釋變量“參與鄉村治理意愿”用調查問卷中“是否愿意集資參與人居環境整治”表征，屬于典型的二元分類變量，應當選擇二元Logit模型予以分析，其基本形式為：

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

三、結果與分析

鑒于前文已設定完成相關指標體系，接下來即可通過構建村莊資源稟賦認知、個體資本差異與返鄉群體參與鄉村治理意愿間關系的計量模型，檢驗兩類核心解釋變量對返鄉群體參與鄉村治理意愿的影響，并根據基準回歸、異質性分析、調節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。

（一）返鄉群體參與鄉村治理意愿分析

首先對模型可能存在的共線性問題進行檢驗，發現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。在此基礎上，為進一步消除變量間的自相關性，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 模型回歸結果

從村莊資源稟賦認識看，產業發展類型（新型服務業）、文化發展方向（心態）、人居環境整治（社會）、人際信任等變量對返鄉群體參與鄉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H1基本得到驗證。其中，發展新型服務業更加契合返鄉群體回鄉創業需求，有助于吸納其參與村莊新業態的管理與決策，發揮其社會資本價值。培育以健康文明心態為支撐的村莊文化，同時注重人居環境整治的宣傳引導和社會監督工作，能夠顯著提升村民的文化素養和環保意識，客觀降低了鄉村治理的阻力和復雜性，有利于提高返鄉群體的鄉村治理意愿。在村莊政治稟賦和社會稟賦認知上，從模型二結果來看，政治效能感、機構信任對返鄉群體參與鄉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、社會參與和承包土地面積等變量對返鄉群體參與鄉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H2完全得到驗證。其中，具有文化素養和培訓經歷的返鄉群體能力“倍增”效應更為明顯，政府和地方群眾迫切希望他們參與鄉村治理，并給予他們各項優待與支持。有組織參與經歷的返鄉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村治理。承包土地面積越多，返鄉群體越傾向于參與鄉村治理，這一點符合村莊實際情形，因承包地面積越大，生產要素和成本的投入越多，而鄉村治理本身必然會涉及土地問題，這與返鄉群體自身利益息息相關。

從控制變量看，在模型一至模型四中，性別、年齡、是否黨員戶對返鄉群體參與鄉村治理行為有顯著正向影響，但非農流動范圍對返鄉群體參與鄉村治理行為有顯著負向影響。分析認為，外出勞動力在經歷對傳統村落的“脫離”后，流動范圍越遠，其返鄉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。

（二）返鄉群體參與鄉村治理意愿的異質性分析

本文在上述實證檢驗基礎上，將返鄉群體劃分為主動返鄉與被動返鄉兩個類別群體，分別建立模型五和模型六，進一步探究不同類別的返鄉群體參與鄉村治理的意愿程度，結果見表3。

表3 返鄉群體參與鄉村治理行為的異質性檢驗

對比模型四與模型五，發現文化振興方向（行為）、人居環境整治（居住）、政治效能感、社會網絡四個新變量通過了顯著性檢驗，且回歸系數為正，對提高主動返鄉群體參與鄉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成本身能夠吸引勞動力主動回流，通過規范生產、生活等行為舉止調動起返鄉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環境能夠促使主動返鄉群體產生“自家人”的強烈歸屬感，并激發其“親社會”的行為動機。除此之外，外出勞動力主動返鄉后，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村治理中所付出的努力程度。

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

（三）個體資本差異對政治效能感的調節作用分析

值得討論的是，政治效能感對返鄉群體參與鄉村治理的意愿影響并不完全顯著，這一結論與實際情況相違。在個體認知中，政治效能感是效能信念的一種體現，是主觀規范的基礎［43］。根據計劃行為理論，行為意愿的強弱受到主觀規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行的難易程度進而影響意愿的強弱程度［44］。因此，在返鄉群體有序參與鄉村治理過程中，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部約束條件，即個體資本可能會在返鄉群體政治效能感及其參與鄉村治理意愿這一關系路徑中產生調節作用。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，得出個體人力資本、社會資本、經濟資本的綜合評價值，通過分別構建返鄉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，以驗證調節作用。

如表4顯示，人力資本、社會資本、經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，且系數為正，表明在個體資本差異的調節作用下，返鄉群體的政治效能感對其參與鄉村治理意愿的影響重新發揮了作用。分析認為，當返鄉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村治理所能產生的影響效能。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；經濟資本則是返鄉群體參與治理的有效保障，能增強其在鄉村治理中的話語權。因此，只有將政治效能感發揮的外在動力與個體資本產生的內在約束力結合分析，才有助于展開返鄉群體參與鄉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群體參與鄉村治理意愿的影響結果

四、結論與建議

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群體參與鄉村治理意愿的影響，得出結論如下：第一，返鄉群體對村莊資源稟賦認知存在多處共識之處，產業發展類型、文化振興方向、人居環境整治重點、人際信任是返鄉群體參與鄉村治理前較為關注的議題；第二，在返鄉群體個體資本組成中，文化程度、培訓經歷、社會經驗、社會參與和承包地面積對返鄉群體參與鄉村治理意愿存在顯著影響；第三，異質性分析檢驗發現，主動返鄉群體參與鄉村治理的意愿明顯高于被動返鄉群體，反映在村莊資源稟賦認知和個體資本差異表現上存在顯著不同；第四，個體資本差異在返鄉群體的政治效能感對其參與鄉村治理意愿這一路徑中存在調節效應，只有兩者協同發展，返鄉群體參與鄉村治理意愿才能得到提升。基于此，提出如下對策建議：

第一，優化村莊社會發展環境。一是通過支持發展鄉村新型服務業，鼓勵各類返鄉人才參與村莊新業態管理，對具有一定影響力、愿意扎根農村基層的返鄉群體，要注重解決其回歸后的住房、醫療、養老等問題；二是應持續加強鄉村精神文明建設，推進村莊移風易俗，引導形成積極向上的社會風氣，培育文明鄉風、淳樸民風，從而降低返鄉群體治理參與難度；三是做好人居環境常態化監督和社會宣傳工作，集中開展房前屋后環境衛生整治工作，以激發主動返鄉群體產生“親社會”的行為動機；四是通過強化政策支持和輿論引導增進返鄉群體對“信任互助”“團隊合作”的認知，喚醒被動返鄉群體的村莊歸屬感；五是建立起有效的制度信任及其規范體系和保障機制，維系“鄉土信任”關系，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，健全返鄉群體人力資本信息系統，準確抓取返鄉群體的技能、專長、意愿等信息，引進一批返鄉創業能人，充分利用返鄉人才的社會資本優勢，通過其人格魅力和影響力來構建公眾參與網絡，提升村級公共事務決策能力，促進鄉村“吸引”和“留住”一定的勞動力［45］；另一方面，要在現有返鄉群體中發現一批年輕有為的“新鄉賢”帶頭人，吸納具有較高文化素養的年輕群體進入村“兩委”班子參與基層組織建設，鼓勵他們在現代鄉村治理中更多地發揮建設性作用，嘗試增設“新鄉賢”主題培訓班次，通過有組織的培訓和輪訓，提高返鄉群體為人民群眾服務的意識，增強對黨的理論路線方針政策的學習和把握能力。

第三，提升基層政權治理效能。建立完善的民主協商機制，通過搭建對話平臺拉近干群關系，及時解決群眾的“急難愁盼”問題，提升村干部為民服務能力。首先，明確議事協商主體，通過入戶走訪、電話詢問等多種方式保障外出務工人員參與權利。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，增強返鄉群體的政治效能感。最后，應結合鄉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，通過發展社會治理協會、鄉賢理事會等民間組織，廣泛征求返鄉群體的意見建議，提高返鄉群體的政治參與度，凝聚其作為治理主體參與鄉村治理的共識，增強返鄉人員參與治理的意愿。