謝治菊

（貴州民族學(xué)院管理學(xué)院，貴州貴陽550025）

村民社區(qū)參與的現(xiàn)實(shí)解讀與理性反思
——基于兩種村莊經(jīng)濟(jì)類型的比較研究

謝治菊

（貴州民族學(xué)院管理學(xué)院，貴州貴陽550025）

經(jīng)濟(jì)類型是影響村民社區(qū)參與的重要變量，不同經(jīng)濟(jì)類型下村民社區(qū)參與的水平、內(nèi)容、結(jié)構(gòu)、主體與態(tài)度均存在一定的差異，這種差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性，即村莊經(jīng)濟(jì)水平越高，村民社區(qū)參與的積極性與參與的水平越高；村莊經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的私營(yíng)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，村民社區(qū)參與的水平也越高。從學(xué)理與實(shí)踐上分析，造成這些差異的原因主要是不同村莊經(jīng)濟(jì)類型下村民社區(qū)參與的激勵(lì)機(jī)制與參與渠道不同。由此，應(yīng)做好農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，重構(gòu)村民在社區(qū)參與中的主體地位，提高村民的組織化程度，暢通村民社區(qū)參與的制度化渠道建設(shè)，增強(qiáng)村民社區(qū)參與的能力。

經(jīng)濟(jì)類型；社區(qū)參與；參與主體；均衡

一、研究背景及問題的提出

農(nóng)村社區(qū)，又稱農(nóng)村共同體，或鄉(xiāng)村社區(qū)，意指根據(jù)血緣和地緣關(guān)系聚集起來的，以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要謀生手段的人類生活共同體[1]。在社會(huì)轉(zhuǎn)型的過程中，農(nóng)村社區(qū)具有開放性、流動(dòng)性、變化性和異質(zhì)性等特征，因而需要廣泛的村民參與。一般認(rèn)為，村民社區(qū)參與是指村民群眾通過參與社區(qū)公共生活，影響社區(qū)公共權(quán)力運(yùn)作，分享社區(qū)建設(shè)成果的行為和過程[2]。該參與具有重要的意義，不僅有利于促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)公共決策的科學(xué)化、民主化和合法性，還可以促進(jìn)農(nóng)村基層政治的發(fā)展和增強(qiáng)村治運(yùn)作的透明度，拓寬村民的利益表達(dá)渠道。

許多學(xué)者從不同的視角對(duì)此進(jìn)行了研究，研究的重點(diǎn)集中于社區(qū)參與的模式、社區(qū)參與的運(yùn)行機(jī)制、社區(qū)參與的影響因素等方面。其中，對(duì)社區(qū)參與的影響因素研究較多，歸納起來，人們認(rèn)為影響村民社區(qū)參與的因素主要有三類：一是村民自身的因素，包含受教育程度、戶籍類型、家庭經(jīng)濟(jì)情況、性別、年齡、政治面貌等；二是社會(huì)性因素，包括傳統(tǒng)家庭本位意識(shí)、現(xiàn)代化因素、體制性障礙、過于依賴政府、缺乏社區(qū)歸屬感、社區(qū)參與投入機(jī)制缺乏與社區(qū)民間組織不發(fā)達(dá)等；三是經(jīng)濟(jì)因素，主要指經(jīng)濟(jì)水平。歐博文（O’Brien）認(rèn)為，村辦集體企業(yè)較發(fā)達(dá)的村莊有較高的政治參與度[3]；愛潑斯坦（Epstein）則斷言經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于中等水平并且具有較強(qiáng)農(nóng)業(yè)和工業(yè)的省份在村級(jí)選舉中走在前面，即經(jīng)濟(jì)較好的村莊民主程度較好[4]；胡榮以福建省的村民為調(diào)查對(duì)象，分析指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，尤其是集體收入較高的村，村民參與的程度也較高[5]。這意味著，經(jīng)濟(jì)水平與村民社區(qū)參與之間存在較大的關(guān)聯(lián)。

由于影響村民社區(qū)參與的經(jīng)濟(jì)因素是復(fù)雜且多樣的，因而我們?cè)诳剂拷?jīng)濟(jì)因素對(duì)村民社區(qū)參與的影響時(shí)不能僅僅停留在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上，還應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等對(duì)村民社區(qū)參與的影響，而現(xiàn)有研究主要局限于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一個(gè)方面來分析經(jīng)濟(jì)與村民社區(qū)參與的關(guān)系，難免有失偏頗。雖然盧福營(yíng)教授已結(jié)合村莊經(jīng)濟(jì)類型對(duì)現(xiàn)階段中國(guó)農(nóng)村的村民公共參與進(jìn)行了比較分析，揭示了不同經(jīng)濟(jì)類型村莊村民公共參與的差異和特色[6]。但是，由于他所選取的村莊皆位于東部地區(qū)，且使用的是質(zhì)性的案例分析方法，因而其結(jié)論的統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性以及能否適用于西部農(nóng)村還有待進(jìn)一步論證。為此，本文再次提出從村莊的經(jīng)濟(jì)類型出發(fā)來研究村民的社區(qū)參與，其原因在于：一方面，本研究將采用定性與定量相結(jié)合的方法，對(duì)欠發(fā)達(dá)的西部農(nóng)村與發(fā)達(dá)的東部農(nóng)村進(jìn)行比較研究，不僅從統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性分析兩個(gè)村莊社區(qū)參與的差異，還將深入挖掘背后的學(xué)理原因；另一方面，眾所周知，政治是經(jīng)濟(jì)的集中表現(xiàn)，任何政治現(xiàn)象的產(chǎn)生和發(fā)展均有其深刻的經(jīng)濟(jì)根源，因而無論從參與主體、參與態(tài)度還是思想觀念來看，本研究的調(diào)研對(duì)象——貴州的L村與江蘇的Y村①按學(xué)術(shù)慣例，本研究對(duì)涉及的村名和人名等作了技術(shù)處理。都存在巨大的差異，而這些差異主要來源于兩個(gè)村莊經(jīng)濟(jì)類型的不同。因此，從經(jīng)濟(jì)與政治關(guān)聯(lián)的特定視角，對(duì)不同經(jīng)濟(jì)類型背景下村民社區(qū)參與的情況作比較，并運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性與學(xué)理分析探討其運(yùn)行的內(nèi)在邏輯與原因，具有重要的意義。

二、村民社區(qū)參與的現(xiàn)實(shí)解讀：基于兩種村莊經(jīng)濟(jì)類型的比較

家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制推行以來，各地農(nóng)村分別探索了不同的村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑。一部分村莊是以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的方式延續(xù)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在這種村莊，村民的收入極其低下，村集體經(jīng)濟(jì)也是一片空白，村委會(huì)的日常運(yùn)轉(zhuǎn)完全依靠上級(jí)政府的財(cái)政撥款。從經(jīng)濟(jì)特征來看，這樣的村莊屬于典型的以小農(nóng)經(jīng)濟(jì)為主的村莊。而另一部分村莊依靠?jī)?yōu)越的地理位置或豐富的自然資源走上了發(fā)展私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的道路，村民的收入來源主要以經(jīng)商的商業(yè)利潤(rùn)或在當(dāng)?shù)厮綘I(yíng)企業(yè)打工的工資所得為主，村里的集體經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，不僅能夠維持村委會(huì)的正常運(yùn)作，還能給村民帶來諸如分紅、養(yǎng)老、教育等大量的社區(qū)福利。從經(jīng)濟(jì)類型來看，這樣的村莊即屬于私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的村莊。L村和Y村分別是這兩種村莊經(jīng)濟(jì)類型的典型代表。據(jù)調(diào)查，L村地處遵義縣境內(nèi)，距縣城約30公里，全村總?cè)丝?276人，其中少數(shù)民族人口51人。由于地理位置與文化習(xí)俗的影響，L村村民的思想觀念比較保守，不愿意外出打工，村民的收入主要以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所得為主，由此，該村的經(jīng)濟(jì)水平不高，2010年人均純收入僅為3925元，村內(nèi)無私營(yíng)企業(yè)與集體企業(yè)。Y村則不同，它地處長(zhǎng)江三角洲的富庶地帶，距離張家港市約30公里，現(xiàn)有戶籍人口3010人（少數(shù)民族約占0.5%）②3010人指有本村戶籍的人口；如若加上外來人口，該村有11000多人。，村內(nèi)有48家私營(yíng)企業(yè)，2010年的人均純收入為15000元?？梢?，L村和Y村在與縣城的距離、人口數(shù)量、民族構(gòu)成等方面是相似的。但經(jīng)濟(jì)發(fā)展的道路和村莊經(jīng)濟(jì)的類型有著顯著的差異，一個(gè)是小農(nóng)經(jīng)濟(jì)為主的村，一個(gè)是私營(yíng)經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)的村，他們分別屬于兩個(gè)截然不同的村莊經(jīng)濟(jì)類型。

為了驗(yàn)證不同村莊經(jīng)濟(jì)類型下村民社區(qū)參與的差異，課題組進(jìn)行了以問卷與訪談為主的實(shí)證調(diào)查。本次調(diào)查的數(shù)據(jù)資料來源于2011年課題組分別在貴州省遵義縣、江蘇省張家港市農(nóng)村所作的“村民的社會(huì)資本、社區(qū)參與與鄉(xiāng)村治理績(jī)效”的調(diào)查。兩村各發(fā)放問卷120份，L村收回有效問卷92份，Y村收回有效問卷100份，問卷的總回收率為80%，最終樣本的背景變量分布情況（如表1）。

（表1） 調(diào)查樣本的基本情況（N=192）

本研究的自變量為村莊經(jīng)濟(jì)類型。為了便于測(cè)量，我們主要探討村莊經(jīng)濟(jì)類型的核心構(gòu)成——經(jīng)濟(jì)水平與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。由于這兩個(gè)概念比較抽象，在測(cè)量時(shí)，我們將村莊經(jīng)濟(jì)水平具體化為家庭人均年收入和家庭耐用消費(fèi)品存量①根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的統(tǒng)計(jì)，我國(guó)農(nóng)村居民家庭耐用消費(fèi)品包括：電話、冰箱、彩電、空調(diào)、洗衣機(jī)、飲水機(jī)、照相機(jī)、攝像機(jī)、熱水器、微波爐、電磁爐、健身器材、電腦、音響、摩托車、汽車。調(diào)查時(shí)我們采用了以上的提法，并假定如果家里有這種耐用消費(fèi)品，就賦值為1，如果沒有就賦值為0。家庭人均耐用品存量就等于這16種家庭耐用品之和。，村莊經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具體化為家庭主要收入來源。同時(shí)，用12個(gè)變量對(duì)村民的社區(qū)參與情況進(jìn)行了測(cè)量（詳見表2），每個(gè)變量均設(shè)置“很不同意、不同意、一般、同意、十分同意”五個(gè)答案，并分別賦值1～5分。但是，由于變量較多，不宜一一比較，因而我們可采用主成分分析法對(duì)下述12個(gè)變量進(jìn)行因子分析。在因子分析之前，我們要對(duì)原始量表進(jìn)行信度與效度測(cè)試，結(jié)果顯示，該題目的Aphla信度系數(shù)為 0.883，巴特爾球形系數(shù)為 791.966，KMO 值為 0.835，sig.=0.000＜0.01，比較適合做因子分析。經(jīng)過最大方差法的旋轉(zhuǎn)，我們發(fā)現(xiàn)特征根值大于1的公因子有三個(gè)，其中，第一公因子主要反映的是村民對(duì)村級(jí)公共事務(wù)的參與情況，可命名為“村級(jí)公共事務(wù)參與因子”；第二公因子主要反映村民帶有志愿主義的社區(qū)參與，可命名為“志愿主義參與因子”；第三因子主要反映村民的私人網(wǎng)絡(luò)參與情況，可命名為“私人網(wǎng)絡(luò)參與因子”，三個(gè)因子累計(jì)可解釋67.657%的變量（詳見表2）

（表2） 村民社區(qū)參與因子分析

為了將公因子表達(dá)為各變量的線性形式，我們給出了因子得分函數(shù)的系數(shù)距陣。通過該系數(shù)矩陣，我們分別得出了“村級(jí)公共事務(wù)參與因子、志愿主義參與因子、私人網(wǎng)絡(luò)參與因子”三個(gè)公因子的表達(dá)式：

F1=0.193*B1+0.268*B2+0.242*B3+0.232*B4+0.240*B5+0.202*B6－0.132*B7－0.020*B8－0.129*B9－0.029*B10－0.094*B11+0.001*B12

F2=－0.088*B1－0.258*B2－0.103*B3－0.008*B4－0.010*B5+0.065*B6+0.450*B7+0.324*B8+0.399*B9+0.142*B10+0.036*B11－0.190*B12

F3=0.070*B1+0.199*B2+0.034*B3－0.070*B4－0.110*B5－0.196*B6－0.103*B7－0.107*B8－0.024*B9+0.216*B10+0.448*B11+0.625*B12

將表 2 中各變量的原始均值帶入各表達(dá)式，得到因子 F1、F2、F3 的總均值分別為 2.505、3.318、2.949，L 村的均值分別為 2.207、3.208、2.413，Y 村則分別為 2.774、3.417、3.432。也就是說，如果不考慮村莊之間的差異，從旋轉(zhuǎn)后的因子值來看，村民志愿主義參與因子（F2）值最高，為3.318；私人網(wǎng)絡(luò)參與因子（F3）的值其次，為2.949；村級(jí)公共事務(wù)參與因子（F1）的值最低，為2.505?？梢姡涂傮w水平而言，無論是L村還是Y村，村民對(duì)村級(jí)公共事務(wù)的參與都比較冷漠，參與選舉、建言獻(xiàn)策、免費(fèi)為村級(jí)事務(wù)出工出力的積極性均不高，基本處于被動(dòng)狀態(tài)。其次，村民的志愿參與精神與意識(shí)較強(qiáng)，不僅愿意資助貧困者，還愿意義務(wù)獻(xiàn)血和為村里的弱勢(shì)群體服務(wù)。此外，盡管帕特南一直強(qiáng)調(diào)私人之間非正式的社會(huì)聯(lián)系對(duì)社會(huì)資本的培育很重要，正如他所指出：“非正式社會(huì)聯(lián)系如喝咖啡、玩撲克等，這些小小的活動(dòng)就像把一分分錢投進(jìn)存錢罐，都能讓社會(huì)資本得到逐漸的增加。”[6]但是本次調(diào)查的數(shù)據(jù)還是顯示，村民之間的私人網(wǎng)絡(luò)參與并不發(fā)達(dá)，值僅為2.949，接近同意參與的狀態(tài)。

在計(jì)算與分析完社區(qū)參與各因子的值后，我們將根據(jù)表2中的方差貢獻(xiàn)率對(duì)村民社區(qū)參與總水平進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，由此得出總體樣本、L村和Y村樣本村民社區(qū)參與的總均值分別為2.869、2.575、3.134。下面，我們利用上述數(shù)據(jù)，具體比較兩村村民社區(qū)參與的差異。

首先，從參與的總體水平來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的Y村村民參與水平較高，總均值為3.134，比經(jīng)濟(jì)落后的L村村民高21.7%。同時(shí)，從具體參與因子的值來看，Y村村民比L村村民在F1、F2、F3因子上的值也分別高0.567、0.209、1.019。也就是說，無論從總體均值還是具體參與因子值來看，Y村村民的參與積極性均高于L村村民。

第二，從社區(qū)參與的內(nèi)容來看，L村村民更傾向于社區(qū)志愿主義參與，加權(quán)后的均值為3.208，分別是村級(jí)公共事務(wù)參與、私人網(wǎng)絡(luò)參與的1.5、1.3倍。而Y村村民對(duì)社區(qū)志愿主義參與和私人網(wǎng)絡(luò)參與都比較熱衷，加權(quán)后的均值分別為3.432、3.417。

第三，從社區(qū)參與的結(jié)構(gòu)來看，Y村村民的參與結(jié)構(gòu)較為均衡，L村村民的參與結(jié)構(gòu)則存在明顯的差序格局。

第四，就參與主體而言，除中共黨員和村民代表外，L村村民的傳統(tǒng)權(quán)威人物在村級(jí)事務(wù)中還發(fā)揮著重要的作用，因而也是社區(qū)參與的骨干力量。然而在Y村，社區(qū)參與的另一主要力量則是私營(yíng)企業(yè)主，或者稱為“經(jīng)濟(jì)精英”。這些人擁有較多的個(gè)人財(cái)富，在社區(qū)參與中的地位比一般村民更為重要，其原因在于：一方面，村干部常常會(huì)就村莊公共事務(wù)特別是涉及社區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的重大事務(wù)主動(dòng)征求經(jīng)濟(jì)精英們的意見，因而使他們獲得了較高的社會(huì)地位和參與機(jī)會(huì)；另一方面，經(jīng)濟(jì)精英本身就具有較強(qiáng)的權(quán)利觀念、民主參與意識(shí)和公共參與素質(zhì)，為維護(hù)和擴(kuò)大自身利益，他們往往會(huì)主動(dòng)、積極地參與社區(qū)公共生活，影響公共權(quán)力運(yùn)作[6]。

第五，從社區(qū)參與的態(tài)度來看，L村村民以被動(dòng)參與為主，Y村村民則以主動(dòng)參與為主。在實(shí)行小農(nóng)經(jīng)濟(jì)的L村，由于村民的文化素質(zhì)低下、思想觀念保守，村莊公共權(quán)力對(duì)村莊公共事務(wù)的控制和和動(dòng)員能力較強(qiáng)，再加上村里有關(guān)利益分配的事項(xiàng)不多，所以L村村民的社區(qū)參與比較冷漠，大多是村級(jí)組織和干部動(dòng)員的結(jié)果。Y村則不同，由于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，村莊內(nèi)涉及利益分配的事項(xiàng)較多，村民對(duì)自身的權(quán)益較為重視，因而社區(qū)參與的意識(shí)相對(duì)較強(qiáng)，無需太多的動(dòng)員和說服。因此，在Y村，沒有村委會(huì)的刻意宣傳與推廣，就分別有高達(dá)42.2%、38.6%與57.5%的村民表示對(duì)村里現(xiàn)行的規(guī)范與制度、村里的未來規(guī)劃，以及村民自治或選舉法有一定程度的了解。而在L村，卻僅有19.9%、28.5%和32.6%的村民表示有一定程度的了解，了解人數(shù)的比例僅為Y村的42.2%、73.3%與56.7%①以上數(shù)據(jù)來自本次的調(diào)查，該題無缺失值，村民全部做了回答。。這說明，Y村村民主動(dòng)參與、關(guān)心社區(qū)事務(wù)的意愿更加強(qiáng)烈。

三、村民社區(qū)參與差異的理性反思：村莊經(jīng)濟(jì)類型的驅(qū)動(dòng)

前述已經(jīng)指出，在L村與Y村，村民社區(qū)參與、參與內(nèi)容、參與結(jié)構(gòu)、參與主體、參與意愿均存在一定的差異。但是，這些差異是否與村莊經(jīng)濟(jì)類型有直接的關(guān)聯(lián)呢？為了弄清這個(gè)問題，我們首用SPSS中的一元線性回歸進(jìn)行了分析，即以影響村民社區(qū)參與的所有可能因素（見表3）為自變量，以村民的社區(qū)參與為因變量進(jìn)行線性回歸，并給出了如表3所列的各項(xiàng)指標(biāo)。由表3可知，該回歸模型的確定系數(shù)R2為0.455，擬合度較好。該模型的P值為0.000，說明模型的整體檢驗(yàn)在0.01下統(tǒng)計(jì)顯著。雖然有多個(gè)自變量的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B是正值②非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)B值為正值，說明自變量水平越高，因變量水平也越高。，但從自變量對(duì)因變量影響最大的兩個(gè)指標(biāo)“標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)Beta和P值”來看，村民家庭人均收入、家庭收入來源、家庭耐用消費(fèi)品存量、村民的文化程度、政治面貌和年齡對(duì)村民社區(qū)參與的影響才具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性。其中，村莊經(jīng)濟(jì)類型的三個(gè)核心變量“家庭人均收入、家庭收入來源、家庭耐用消費(fèi)品存量”的Beta值最大，顯著性最強(qiáng)，對(duì)村民社區(qū)參與的影響也最大?？梢姡M管個(gè)人背景變量如政治面貌、文化程度等在一定程度上會(huì)影響村民社區(qū)參與，但這種影響比較微弱，對(duì)村民社區(qū)參與影響最大的還是村莊經(jīng)濟(jì)類型變量。也就是說，村莊的經(jīng)濟(jì)水平越高，村民社區(qū)參與的積極性與水平越高；村莊經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的私營(yíng)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，村民社區(qū)參與的水平也越高。

（表3） 村民社區(qū)參與影響因素之回歸模型（Method=Eeter）

那么，為什么村民的社區(qū)參與受村莊經(jīng)濟(jì)類型的影響呢？村民問題研究專家米格代爾指出，政治組織吸收許多村民參與政治領(lǐng)域活動(dòng)能力的大小取決于政治組織向村民提供的物質(zhì)刺激，村民則按照他們從組織者那里獲得益處的多少來決定他們參與政治的程度。因此，村民組織者則經(jīng)常以源源不斷的利益換取村民持久地主動(dòng)參與[7]179，183～184?？梢姡赘翊鸂栒J(rèn)為物質(zhì)刺激對(duì)社區(qū)參與有非常重要的影響，而物質(zhì)刺激的高低則主要取決于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平，也即，社區(qū)參與與村莊的經(jīng)濟(jì)水平和經(jīng)濟(jì)類型有直接的關(guān)聯(lián)。我們深入訪談獲得的資料恰好印證了米格代爾的觀點(diǎn)：以私營(yíng)經(jīng)濟(jì)為主的Y村村民的收入以經(jīng)商與在本村打工為主，村莊經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化增大了村委會(huì)的集體經(jīng)濟(jì)，使村委會(huì)有能力為村民的高水平參與提供物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)。例如，該村在每年的國(guó)慶、春節(jié)等重要節(jié)日都會(huì)舉行多次聯(lián)歡活動(dòng)，通過發(fā)放紀(jì)念品或者人民幣（一般20元）的方式鼓勵(lì)大家積極參與；同時(shí)，對(duì)于向村委會(huì)獻(xiàn)言獻(xiàn)策的村民，均給予一定的獎(jiǎng)勵(lì)。如果所獻(xiàn)建議被采納，村委會(huì)則會(huì)給予100～1000元不等的獎(jiǎng)勵(lì)?？梢?，Y村村民的社區(qū)參與離不開村委會(huì)所給的經(jīng)濟(jì)刺激。正如米格代爾所說，給村民提供的好處越多，村民就愿意提供頻度更高、程度更強(qiáng)的參與支持[7]200。但是，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，村民參與社區(qū)事務(wù)積極性的差異并不是僅僅來自物質(zhì)刺激的大小，還與社區(qū)參與的渠道缺乏與否有關(guān)。在Y村，村民的社區(qū)參與有專門的渠道，不僅可通過像土地股份合作社、農(nóng)機(jī)專業(yè)合作社這樣的社會(huì)組織，還可通過村委會(huì)提供的制度化途徑，如村民大會(huì)、村民代表大會(huì)、村民監(jiān)督委員會(huì)等。而在L村，村里沒有任何社會(huì)組織，村民缺少參與的機(jī)會(huì)。即使存在的村民大會(huì)、村民小組會(huì)議或村民代表會(huì)議，也基本上流于形式，近幾年幾乎都沒召開過，因而在實(shí)質(zhì)上不能起到表達(dá)利益訴求、獲得利益平衡的效果，村民只好選擇不參與。這種“不參與”本身就意味著政府與居民之間的疏離，這種疏離的結(jié)果必然使得政府逐漸失去社會(huì)的信任和支持，并進(jìn)而引發(fā)自身存在的合法性危機(jī)[8]?？梢?，物質(zhì)激勵(lì)與參與渠道的缺乏制約了L村村民社區(qū)參與的積極性，離散了村民的參與熱情。

四、研究結(jié)論、建議與討論

通過對(duì)L村和Y村的比較分析，我們發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)類型是影響村民社區(qū)參與的重要變量，盡管個(gè)案研究的結(jié)論也許不具有普適性，但我們還是認(rèn)為村莊經(jīng)濟(jì)類型與村民社區(qū)參與之間的關(guān)聯(lián)是真實(shí)存在的。在本研究中，他們之間的關(guān)聯(lián)表現(xiàn)在：以小農(nóng)經(jīng)濟(jì)為代表的貴州L村，村里的集體經(jīng)濟(jì)匱乏，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)為主，人均收入水平極其低下，家庭耐用消費(fèi)品存量很少，因而村民的社區(qū)參與低下，參與內(nèi)容傾向于志愿主義參與，參與結(jié)構(gòu)不均衡，參與主體中包含傳統(tǒng)權(quán)威，參與意愿比較消極；而以私營(yíng)經(jīng)濟(jì)為主的江蘇Y村，村里的集體經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，村民的人均收入水平較高，家庭耐用消費(fèi)品存量高，因而其社區(qū)參與普遍較高且比較均衡，對(duì)志愿主義參與和社區(qū)私人網(wǎng)絡(luò)參與都比較積極，參與方式比較主動(dòng)，參與主體以經(jīng)濟(jì)精英為主?？梢?，無論從參與水平、參與內(nèi)容、參與結(jié)構(gòu)、參與主體還是參與方式來看，L村和Y村均存在一定的差異。通過SPSS18.0中的回歸分析發(fā)現(xiàn)，村莊經(jīng)濟(jì)類型是影響村民社區(qū)參與的重要變量，模型的擬合度較好，他們之間存在明顯的正相關(guān)，即村莊經(jīng)濟(jì)水平越高，村民社區(qū)參與的積極性與參與的水平越高；村莊經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的私營(yíng)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，村民社區(qū)參與的水平也越高。從學(xué)理與實(shí)踐上分析，造成這一差異的主要原因則是不同村莊經(jīng)濟(jì)類型下的激勵(lì)機(jī)制、參與渠道不同。為此，特提出以下建議：

第一，從理論上而言，對(duì)農(nóng)村村民社區(qū)參與的研究不應(yīng)僅局限于宏觀的整體考察，更要立足中觀或微觀，從不同視角、不同層面分析村民社區(qū)參與的影響因素與運(yùn)行機(jī)制，揭示其個(gè)性特征和類別特征，在具體的村莊案例考察中完善其理論論證。

第二，從實(shí)踐上來看，要大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，做好農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，夯實(shí)村民社區(qū)參與的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)；尊重村民的意愿，重構(gòu)村民在社區(qū)參與中的主體地位；發(fā)展農(nóng)村組織，提高村民的組織化程度，增強(qiáng)村民社區(qū)參與的能力；培育村民的參與型文化，強(qiáng)化村民的社區(qū)認(rèn)同；增強(qiáng)村民主體意識(shí)，提升村民社區(qū)參與的精神支撐；暢通村民社區(qū)參與的制度化渠道建設(shè)，調(diào)動(dòng)居民廣泛參與的積極性；發(fā)展社區(qū)參與骨干，積極培育、建設(shè)社區(qū)參與的隊(duì)伍和基地。

盡管我們的分析與推理比較縝密，但該研究的結(jié)論要有效推廣，還有以下幾個(gè)問題值得探討：

第一，本研究所選取的調(diào)查對(duì)象是西部欠發(fā)達(dá)的少數(shù)民族農(nóng)村與東部發(fā)達(dá)的新型農(nóng)村。這兩類農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)、政治、文化等方面存在巨大的差異，選擇他們作為研究對(duì)象的初衷是為了對(duì)比效果更為強(qiáng)烈。但我國(guó)還存在大量的介于兩者之間的中部農(nóng)村，我們的結(jié)論能否推廣和適用到這些地區(qū)，還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

第二，影響村民社區(qū)參與的因素是多樣的，包括政治、經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)與村民自身的因素，本研究主要從經(jīng)濟(jì)因素的角度來研究，其結(jié)論的權(quán)威性與有效性還有待進(jìn)一步論證。

第三，本研究所分析的問卷數(shù)量為192份，一般來說，這一數(shù)量完全能夠滿足統(tǒng)計(jì)分析的要求。但就理論上而言，回歸分析的理想樣本應(yīng)該更多。從這個(gè)角度來看，本研究用回歸來闡釋他們?cè)诮y(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性就顯得不那么規(guī)范。然而，由于本研究還從經(jīng)驗(yàn)文本與學(xué)理的層面闡釋了他們二者的相關(guān)性，因而其統(tǒng)計(jì)學(xué)上的相關(guān)性反而是一種表現(xiàn)。這意味著，本研究的結(jié)論仍具有一定的代表性與適用性，值得進(jìn)一步的研究與推廣。

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C913

A

1001－4799（2012）01－0115－06

2011-08-29

教育部青年項(xiàng)目：09XJCZH004；貴州省教育廳高校人文社科規(guī)劃項(xiàng)目：10GH14；江蘇省研究生創(chuàng)新項(xiàng)目：CXZZ11_0 江省 8；南京大學(xué)創(chuàng)新項(xiàng)目：0HCW08

謝治菊（1978-），女，重慶人，貴州民族學(xué)院管理學(xué)院教授，南京大學(xué)政府管理學(xué)院2010級(jí)博士研究生，主要從事公共管理理論與實(shí)踐研究。

雷 丹］