鄉村振興戰略背景下民族地區社會政策感知對參與行為的影響機理實證研究
——中介變量和調節變量的作用

張 南

（貴州民族大學 政治與經濟管理學院，貴州 貴陽 550025）

黨的十九大報告就提出實施 “鄉村振興戰略”，強調農業農村農民問題是關系國計民生的根本性問題，必須始終把解決好 “三農”問題作為全黨工作重中之重［1］。鄉村振興的目標是要不斷提高村民在產業發展中的參與度和受益面，徹底解決農村產業和農民就業問題，確保當地群眾長期穩定增收，實現安居樂業。“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”是鄉村振興的總要求，同時也是社會參與的方向。鄉村振興戰略需要社會參與的推動，這對現有的社會治理政策提出了更高的要求。社會政策感知對參與行為的影響決定著社會發展水平和國家治理能力。民族地區是全面建設社會主義現代化國家的攻堅區域，民族地區的社會參與是推動鄉村振興的前提和保障。因此，基于鄉村振興這個戰略背景，通過梳理與分析民族地區社會政策感知對參與行為影響的最新情況，厘清民族地區社會政策感知對參與行為的影響機理，分析政府信任的中介作用和政策滿意的調節作用，具有一定的理論價值和實踐意義。

一、文獻回顧

目前，國內外與本文相關的研究主要沿著以下四條主線展開：第一條主線是政策感知的研究；第二條主線是社會參與的研究；第三條主線是政府信任的研究；第四條主線是政策滿意的研究。

（一）關于政策感知的研究

有學者認為政策感知是政策實施后政策客體對政策工具的主觀感受，反映了政策措施對政策客體自身狀況及環境所產生的影響［2］；也有學者認為政策感知可以理解為公眾對政策的認同度和了解政策的意愿［3］。公眾對鄉村振興各項政策的感知是推動鄉村振興的必要保障［4］。目前，學術界對于政策感知的研究主要集中在生態環境、企業創新和教育發展等領域。

（二）關于社會參與的研究

有學者認為公眾是社會發展的享受者和社會責任的承擔者，他們關心和了解社會建設［5］。公眾社會參與是現代民主的重要標志，同時，公眾社會參與也是構建共建共治共享社會治理格局的創新點［6］。政府對公共問題的響應和處理能激發公眾社會參與的積極性［7］。目前，學術界對于社會參與的研究主要集中在環境治理、教育改革和危機治理等領域。

（三）關于政府信任的研究

有學者認為政府信任是指社會公眾對政治系統運作的信心和信念，公眾對政府信任是政治合法性的基石和公共政策運行的潤滑劑［8］。政府信任是公眾與政府之間的雙向互動，社會參與是影響政府信任的重要因素［9］。此外，信息渠道、民生獲得感、宣傳教育頻率和公眾認同等因素也對政府信任產生積極影響。

（四）關于政策滿意的研究

學者們普遍認為滿意度反映公眾心理感知和預期評判［10］，政策滿意是指公眾主觀上對政策的發布、政策的執行和政策的效果等的綜合研判［11］，政策滿意體現了公眾對公共事務的關注。目前，學術界對于社會參與的研究主要集中在涉農政策、易地扶貧搬遷政策、住房補貼政策和生態補償政策等領域。

二、模型構建和研究假設

（一）模型構建

本文嘗試從鄉村振興戰略背景出發，沿著“政策感知—政府信任—參與行為”的邏輯鏈條，構建政策感知對參與行為影響機理的理論模型。具體而言，將圍繞以下三方面內容展開探討：一是政策感知對參與行為的影響機制；二是政府信任在政策感知和參與行為之間的中介作用；三是政策滿意在政府信任和參與行為之間的調節作用。具體研究模型如圖1所示：

圖1 本文研究的理論模型

（二）研究假設

1.政策感知對參與行為的影響機制。政策感知是公眾對于政策理解的主觀反應，政策感知有助于推動公眾參與行為［12］。社會參與是有效推進鄉村振興的有力保障，社會公眾對鄉村振興政策的理解程度和支持力度對公眾參與行為具有正向影響［13］。公眾政策感知越強說明公眾對政策的支持力度越大、參與意向越強、參與行為越積極［14］。政策感知對參與行為具有積極影響［15］，公眾對鄉村振興政策的了解程度、關注度、信任度等是影響公眾參與行為的關鍵因素［16］。基于此，本項目提出如下研究假設：

H1：政策感知對參與行為具有顯著的積極影響作用。

2.政府信任在政策感知和參與行為之間的中介作用。政府信任是公眾對政府工作的心理預期和實際評價，公眾對政策感知越強烈，他們對政府就越信任［17］。鄉村振興戰略的實施是責任政府的主要表征，公眾對于鄉村振興的政策感知體現了公眾對于政府的信任程度［18］。政策感知影響公眾對政府的信任，公眾政策感知能對政府信任產生直接影響［19］，在一定程度上體現出公眾對政府信任的實際情況［20］。公眾從政策感知過程中獲取政府信任，政策感知與政府信任存在正相關關系［21］。基于此，本項目提出如下研究假設：

H2-1：政策感知對政府信任具有正向影響。

政府信任是公眾對政府表現的綜合評價。公眾的政府信任度越高，其參與公共事務的頻率越高［22］。參與行為是公眾對政治社會生活的介入，它體現了公眾對政府管理行為的監督［23］。政府信任包括對現任政府本身的信任和政府體制的信任，公眾對政府整體的信任影響公眾參與行為［24］。政府信任和社會參與顯著相關。政府信任度越高，公眾社會參與度越強，政府信任對于參與行為具有正向影響［25］。政府信任正向顯著影響公眾參與行為，可以通過培育公眾參與行為，進而助推鄉村振興戰略的具體落實［26］。基于此，本項目提出如下研究假設：

H2-2：政府信任對參與行為具有正向影響。

社會參與是民主政治建設的表現方式［27］。政府信任需要在特定的社會關系中體現，社會公眾通過參與社會活動表達其對政府信任的態度［28］。社會力量是鄉村振興戰略的重要參與者，公眾通過政策感知更加有效和積極地參與社會事務［29］。公眾對政府信任越強，他們參與社會活動的積極性越高［30］。公眾對政府信任已成為當前政府工作的核心，政府信任有助于提高整個社會參與的普遍水平［31］。綜上所述，本項目提出如下研究假設：

H2：政府信任在政策感知和參與行為之間起中介作用。

3.政策滿意在政府信任和參與行為之間的調節作用。政策滿意是公眾評價政府工作的重要依據，政府信任需要通過公眾政策滿意進而推動公眾參與行為［32］。鄉村振興戰略的實施需要公眾的積極參與，公眾對鄉村振興政策是否滿意影響他們對政府的信任和參與的行為，政府信任通過政策滿意程度影響參與行為［33］。政策滿意度越高，公眾對政府的信任越強，公眾的參與行為越積極［34］。基于上述，本項目提出如下研究假設：

H3：政策滿意在政府信任和參與行為之間起調節作用。

三、數據來源、樣本特征和變量說明

（一）數據來源

貴州是少數民族的聚居地，隨著脫貧攻堅的全面收官，貴州加大了鄉村振興的建設力度。本文選擇貴州省黔南布依族苗族自治州的荔波縣、平塘縣、三都水族自治縣和黔東南苗族侗族自治州的麻江縣、黎平縣、榕江縣等作為調研地域。筆者通過訪談、發放和收集問卷的方式獲取所需資料。此次問卷以簡單隨機抽樣的方式進行調研，發放問卷共計150份，回收問卷為149份，回收率為99.33%。其中，有效問卷為148份，有效率為98.67%。

（二）樣本特征

接受調研的148位群眾中，124位表示愿意參與鄉村振興的有關活動，占樣本總數的83.78%；24位表示不愿意參與鄉村振興的有關活動，占樣本總數的16.22%。接受調研的群眾，其基本特征如表1所示：

表1 樣本的基本特征

表 1（續）

（三）變量說明

本文選取政策感知 （Policy Perception）作為自變量、政府信任 （Government Trust）作為中介變量、政策滿意 （Policy Satisfaction）作為調節變量和參與行為 （Participation Behavior）作為因變量，詳見表2所示：

表2 變量名稱及變量賦值

四、數據檢驗和實證分析

（一）數據檢驗

本文運用SPSS23.0軟件檢驗量表的信度和效度。

1.信度檢驗。Cronbach’s Alpha系數是衡量信度的一種指標，信度越大表示信度越高。一般而言，信度系數在0.9以上說明信度非常好，0.8以上說明可以接受，0.7以上則說明該量表需要進行重大修訂但不失價值，0.7以下說明應該放棄［35］175。表 3顯示，總量表的 Cronbach’s Alpha系數為0.965，說明此量表的系數非常好。

表3 信度系數：可靠性統計量

2.效度檢驗。KMO檢驗是看數據是否適合進行因子分析，其取值范圍是0～1。其中，0.9（不含0.9）～1表示非常適合，0.8（不含0.8）～0.9表示很適合；0.7（不含 0.7）～0.8表示適合；0.6（不含0.6）～0.7表示勉強適合；0.5（不含0.5）～0.6 表示不太適合； 0～0.5 表示不適合［35］175。如表 4所示，量表的KMO取值為0.913，表示可以進行因子分析。Bartlett檢驗是看數據是否來自服從多元正態分布的總體。量表Sig.的值為0.000，說明數據來自正態分布總體，適合進一步分析。

表4 KMO和Bartlett的檢驗

（二）實證分析

本文采用回歸模型對所提出的研究假設進行實證檢驗。

1.主效應假設檢驗。考察自變量政策感知—因變量即參與行為的回歸分析，且要求P≤0.000，通過顯著性水平檢驗。由表5可知，政策感知—參與行為的回歸結果P=0.000，通過顯著性水平檢驗。由此，H1：政策感知對參與行為具有顯著的積極影響作用，原假設得到支持。

表5 系數a

2.中介效應假設檢驗。考察自變量政策感知—中介變量即政府信任的回歸分析，且要求P≤0.000，通過顯著性水平檢驗。由表6可知，政策感知—政府信任的回歸結果P=0.000，通過顯著性水平檢驗。由此，H2-1：政策感知對政府信任具有正向影響，原假設得到支持。

表6 系數a

同時，考察自變量政策感知、中介變量政府信任—因變量即參與行為的回歸分析，且要求P≤0.000，通過顯著性水平檢驗。由表7可知，政策感知、政府信任—參與行為的回歸結果P=0.000，通過顯著性水平檢驗。由此，H2-2：政府信任對參與行為具有正向影響，原假設得到支持。綜上所述，H2：政府信任在政策感知和參與行為之間起中介作用，原假設得到支持。

表7 系數a

由此，H2-1：政策感知對政府信任具有正向影響；H2-2：政府信任對參與行為具有正向影響，原假設得到支持。

3.調節效應假設檢驗。考察自變量政府信任、調節變量即政策滿意、因變量參與行為的回歸分析，且要求P≤0.000，通過顯著性水平檢驗。由表8可知，政府信任、政策滿意—參與行為的回歸結果P=0.000，通過顯著性水平檢驗。由此，H3：政策滿意在政府信任和參與行為之間起調節作用，原假設得到支持。

表8 系數a

表8（續）

注：a為因變量：參與行為。

五、結論

本文基于鄉村振興戰略背景，首先，沿著“政策感知—政府信任—參與行為”的邏輯鏈條，構建了民族地區社會政策感知對參與行為影響機理的理論模型。其次，從理論層面分析了民族地區社會政策感知對參與行為的影響機理，厘清了政策感知、政府信任和參與行為之間的關系，并提出了研究假設。最后，從實證層面測量了政府信任的中介作用以及政策滿意的調節作用。本文通過定性和定量相結合的研究方法展開研究，得到如下研究結論：一是政策感知對參與行為的正向影響顯著；二是政府信任在政策感知和參與行為的關系中起中介作用；三是政策滿意在政府信任和參與行為的關系中起調節作用。