方帥

(華中師范大學(xué) 中國農(nóng)村研究院，湖北 武漢 430079)

2017年黨的十九大報告提出實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，這為我國農(nóng)村的未來發(fā)展指明了方向。2018年中央一號文件更是就如何在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略指引下更好地推進新時代“三農(nóng)”工作做了全面部署。占人口半數(shù)的農(nóng)村婦女作為鄉(xiāng)村振興的重要力量，其參與村莊治理的程度和效度在很大意義上反映了農(nóng)村社會的發(fā)展水平。目前，學(xué)界對于農(nóng)村婦女的政治參與研究主要可以歸納為三個方面：一是對農(nóng)村婦女政治參與的變化研究。以田小泓為代表的學(xué)者認為，農(nóng)村婦女的政治參與正由制度安排的變化所導(dǎo)致的婦女在政治保護下的被動等待轉(zhuǎn)向競爭體制下的主動參與的模式轉(zhuǎn)換[1]。二是對農(nóng)村婦女尤其是農(nóng)村留守婦女政治參與的影響因素研究。有學(xué)者認為影響留守婦女村莊政治參與的因素主要為個體因素，如其閑暇時間、健康狀況等[2]。三是完善農(nóng)村婦女政治參與的對策性研究。學(xué)者們一般認為，要改善農(nóng)村婦女政治參與的狀況，應(yīng)該從提高農(nóng)村婦女素質(zhì)[3]、構(gòu)建農(nóng)村婦女權(quán)益保障體系[4]、建立政策與法律相支撐的剛性制度供給[5]等方面著手。然而，在當前農(nóng)村社會加速轉(zhuǎn)型過程中，我國農(nóng)村婦女的政治參與現(xiàn)狀究竟如何，在個體因素基礎(chǔ)上還有哪些因素影響著農(nóng)村婦女的政治參與行為，當前學(xué)界對此研究較少，更鮮有大樣本的實證調(diào)查進行研究論證。一般而言，學(xué)者們認為影響農(nóng)民政治參與的要素主要有農(nóng)民的政治效能感[6]、生活滿意度[7]、經(jīng)濟利益[8-9]和文化知識[10]等。鑒于此，本文結(jié)合既有的研究經(jīng)驗，以調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，擬從人口結(jié)構(gòu)、家庭因素和社會因素等三方面對農(nóng)村婦女政治參與影響因素進行深入分析與探討，進而為引導(dǎo)農(nóng)村婦女積極參與村莊政治生活提出可行性的對策與建議。

一、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于華中師范大學(xué)中國農(nóng)村研究院“百村十年觀察”項目組2017年對全國31個省、市和自治區(qū)3844位農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，其中女性受訪者農(nóng)戶為1036位。

樣本特征如下：在1036位有效樣本中，分布于東部地區(qū)農(nóng)村的占比為23.36%、中部地區(qū)的占比為48.36%、西部地區(qū)的占比為28.26%。從民族差異看，漢族婦女農(nóng)民占比86.78%、少數(shù)民族婦女農(nóng)民占比為13.22%；從年齡分布看，60歲及以上的婦女農(nóng)民占比30.89%，50-59歲的占比33.59%，40-49歲的占比25.10%，30-39歲及30歲以下的農(nóng)民累計占比10.42%；從政治面貌分析，黨員婦女農(nóng)民占比10.96%、非黨員占比89.04%；從婚姻狀況與宗教信仰看，已婚農(nóng)民占比84.17%、其他占比為15.83%，有宗教信仰的農(nóng)民占比7.67%、無宗教信仰的農(nóng)民占比92.33%；從受教育水平分析，小學(xué)和初中學(xué)歷的農(nóng)民比重最多，占比分別為38.07%和32.66%。

表1 樣本婦女農(nóng)戶的基本特征(單位：%，人)

(二)變量設(shè)置與概念化操作

1.因變量。本項研究的因變量為農(nóng)村婦女的政治參與，通過問卷中“您參加過村民會議或村民代表大會嗎”進行測量，答案設(shè)置為“經(jīng)常參加”、“偶爾參加”、“從不參加”和“沒有召開過”?；谘芯康男枰蕹诉x項為“沒有召開過”的樣本，并將其余三個選項合并為兩個選項：“經(jīng)常參加”、“偶爾參加”定義為“參加”，并賦值為1；“從不參加”定義為“不參加”，賦值為0。

2.自變量。借鑒農(nóng)村婦女政治參與的相關(guān)研究，本文的自變量包括核心變量和控制變量兩部分，其中核心變量為家庭結(jié)構(gòu)因素和社會外部因素。家庭結(jié)構(gòu)因素中的統(tǒng)計量包括：(1)家庭年收入：此為數(shù)值型變量(取對數(shù))；(2)家庭類型：以“核心家庭”為參照系，分別將“主干家庭”、“擴大家庭”、“空巢家庭”重新編碼為“1=是，0=否”。針對社會外部因素，筆者認為農(nóng)村婦女的政治參與可能受現(xiàn)實要素影響，如村干部的工作績效、工作方式、以及農(nóng)村婦女所處地區(qū)的經(jīng)濟環(huán)境等，因此，在這里提出研究假設(shè)：農(nóng)村婦女的政治參與受其個體對村干部工作績效而形成的主觀滿意度與地區(qū)間客觀經(jīng)濟發(fā)展水平差異的影響。結(jié)合問卷題項，擬采取“農(nóng)村婦女對村干部工作滿意度”和“地區(qū)差異”兩個指標：(1)對村干部工作滿意度：答案設(shè)置遵循里克特量表等級遞增原則，分別為“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”，并依次編碼賦值為“1-5”；(2)地區(qū)差異：以西部地區(qū)為參照系，分別將“東部地區(qū)”、“中部地區(qū)”重新編碼為“1=是，0=否”。

3.控制變量。根據(jù)以往的相關(guān)研究，本文選取的控制變量主要為人口學(xué)變量：(1)年齡：此為連續(xù)變量。同時，為了在回歸模型中考察是否具有曲線關(guān)系，還新增了“年齡平方”變量；(2)民族：以“少數(shù)民族”為參照系，根據(jù)是否為“漢族”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(3)健康狀況：以“健康狀況差”為參照系，依據(jù)是否“健康”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(4)政治面貌：以“非黨員”為參照系，依據(jù)是否是“黨員”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(5)宗教信仰：以“有宗教信仰”為參照系，依據(jù)是否“信仰宗教”將其重新編碼為“1=不信仰，0=信仰”；(6)教育水平：此為連續(xù)變量；(7)婚姻狀況：將“喪偶”等其他情況剔除，以“未婚”為參照系，根據(jù)是否“已婚”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(8)職業(yè)：問卷共設(shè)置有9個選項，通過將“農(nóng)民工”、“雇工階層(短期工作)”等8個選項合并，定義為“非農(nóng)勞動者”，以此為參照系，根據(jù)是否為“農(nóng)業(yè)勞動者”將其重新編碼為“1=是，0=否”；(9)外出頻率：答案分別設(shè)置為“沒有、很少、一般、較多、經(jīng)?！?，并依次編碼賦值為“1-5”。

(三)模型建構(gòu)

由于研究的是多個自變量與一個因變量的關(guān)系且因變量為二分類變量，因此采用二元logistic回歸模型[11]。根據(jù)分析，以農(nóng)村婦女政治參與為因變量，以人口結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)、社會外部因素作為自變量，農(nóng)村婦女在“參與村民會議或村民代表會議”與“不參與村民會議或村民代表會議”之間進行選擇的概率由三個因素決定，以此建立農(nóng)村婦女政治參與實證模型，即：

政治參與=f(人口結(jié)構(gòu)，家庭結(jié)構(gòu)，社會外部因素)

(1)

將“參與村民會議或村民代表會議”定義為y=1，將“不參與村民會議或村民代表會議”定義為y=0。假設(shè)y=1的概率為p，則y的概率函數(shù)為：

P{Y=k}=pk(1-p)i-k,k=0,1

(2)

模型基本形式為：

(3)

在公式(3)中，pi表示農(nóng)村婦女參與村民會議或村民代表會議的概率，i表示農(nóng)村婦女編號，j表示影響因素編號，βj為第j個影響因素的回歸系數(shù)，m表示影響這一概率的因素個數(shù)，xij為自變量，表示第i個農(nóng)村婦女的第j種影響因素，α表示回歸截距。

二、實證結(jié)果與分析

(一)描述性分析

1.對村莊事務(wù)的關(guān)注度。由表2(括號內(nèi)為有效樣本數(shù)，下表同理)可知，2017年受訪者表示“關(guān)注村務(wù)或財務(wù)公開”的占比為65.08%，而對比表示“不關(guān)注”的占比為34.92%，低于前者30.16%；從歷時性去看，2013年農(nóng)村婦女“關(guān)注村務(wù)或財務(wù)公開”的占比為59.21%，比2017年低5.89%。郭君平等在2016年利用蘇、遼、贛、寧、黔五省調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村婦女對政治參與持偏好態(tài)度的占比為66.49%[12]，與本文結(jié)果差異不大。就“是否知道村主任是誰”這一問題，2017年受訪者表示“知道”的占比為95.56%，高于2013年3.97%，而表示“不知道”的僅占4.44%?？傮w來看，當前我國農(nóng)村婦女總體上較為關(guān)注村莊公共事務(wù)，且對此關(guān)注的農(nóng)村婦女人數(shù)不斷增加。

2.對村莊事務(wù)的參與度。2016年郭君平等[12]調(diào)研發(fā)現(xiàn)農(nóng)村婦女政治參與比例為55.22%，且從區(qū)域差異看自東向西遞減，占比分別為72.11%、37.31%和36.45%。但本研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村婦女的政治參與度遠高于郭君平發(fā)現(xiàn)的參與度，且區(qū)域差異自東向西呈現(xiàn)出遞增趨勢。2017年在受訪農(nóng)村婦女中，表示“參加過村民會議或村民代表會議”的占比為67.25%，高于郭君平發(fā)現(xiàn)的數(shù)據(jù)12.03%，“未參加過”的占比32.75%。從地區(qū)分布看，2017年受訪農(nóng)村婦女表示“參加過村民會議或村民代表會議”的自東向西占比分別為59.64%、65.65%、75.79%，且2013年同樣呈現(xiàn)出此種趨勢。這可能是由于東部地區(qū)農(nóng)村婦女相對于中西部農(nóng)村婦女而言，受牽制性因素影響較大。此外，由表3可以看出，2017年農(nóng)村婦女的政治參與度比2013年(54.27%)高出12.98個百分點。這就意味近五年來我國農(nóng)村婦女參與村莊政治生活的比重在增加，其權(quán)利意識也在逐漸增強。

表2 2017年與2013年農(nóng)村婦女對村務(wù)的關(guān)注度統(tǒng)計(單位：%，人)

表3 2017年與2013年農(nóng)村婦女參與村民會議或村民代表會議統(tǒng)計(單位：%，人)

3.農(nóng)村婦女政治關(guān)注度與參與度的邏輯關(guān)系。在2013年544個有效樣本中，關(guān)注村莊事務(wù)的農(nóng)村婦女同時參與村民會議或村民代表會議的占比為76.44%，而不關(guān)注村莊事務(wù)的農(nóng)村婦女同時不參加村民會議或村民代表會議的占比為61.03%。進一步去看，在2017年698個有效樣本中，關(guān)注村莊事務(wù)與參與村民會議或村民代表會議完全自洽者占比為84.18%，高于2013年7.74%。這就意味著農(nóng)村婦女的政治參與態(tài)度與政治參與行為可能具有一定的相關(guān)性，且這種相關(guān)性的趨勢越來越顯著。

(二)回歸模型估計結(jié)果

本文借助SPSS統(tǒng)計軟件，運用二元logistic回歸模型對當前農(nóng)村婦女政治參與影響因素進行估計。同時，為了厘清人口結(jié)構(gòu)、家庭結(jié)構(gòu)和社會外部因素對農(nóng)村婦女政治參與的影響情況，采取解釋變量遞進回歸方式建立了三個模型，且三個模型均通過了顯著性水平檢驗(Sig.=0.000)，其中，模型1擬合優(yōu)度(R方)為11.7%，模型2擬合優(yōu)度為12.6%，模型3擬合優(yōu)度為17.4%?？傮w來看，該模型被證實有效。

表4 2017年與2013年農(nóng)村婦女政治關(guān)注度與參與行為統(tǒng)計(單位：%)

模型1表明，年齡、民族狀況、政治面貌與外出頻率等因素對農(nóng)村婦女政治參與的影響均具有顯著性。其中，年齡與農(nóng)村婦女政治參與呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，由表5可見，年齡的回歸系數(shù)(0.114)為正值，而年齡平方的回歸系數(shù)(-0.106)為負值，因此二者呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，即隨著年齡的增長，農(nóng)村婦女的政治參與率逐漸增加，但到了一定年齡后，其又會隨著年齡的增長而降低。從民族去看，少數(shù)民族農(nóng)村婦女相對于漢族而言參與農(nóng)村政治生活的情況更好，可能由于少數(shù)民族農(nóng)村婦女受傳統(tǒng)民族習(xí)俗的影響較大，具有較強的共同體意識。從政治面貌分析，相比于農(nóng)村非黨員婦女來說，農(nóng)村黨員婦女政治參與率更高，是農(nóng)村非黨員婦女的5.892倍。這可能與其參與機會的身份差異有關(guān)，抑或是由于農(nóng)村黨員婦女的責(zé)任意識較強、政治覺悟較高，且受組織紀律要求也較嚴。從與外界接觸分析，外出頻率較高的農(nóng)村婦女參與村莊公共事務(wù)的概率比外出頻率較低的農(nóng)村婦女高1.342倍。究其原因可能是，與外界接觸較多的農(nóng)村婦女視野和思路較為開闊，對村莊公共事務(wù)的認知程度也較強，因此參與性相對較高。而健康狀況、宗教信仰、教育水平、婚姻狀況和職業(yè)與農(nóng)村婦女的政治參與均無顯著性相關(guān)。

模型2表明，在加入了家庭特征影響因素后，人口結(jié)構(gòu)對農(nóng)村婦女政治參與的影響相關(guān)性并未發(fā)生變化，年齡、民族狀況、政治面貌與外出頻率等因素對農(nóng)村婦女政治參與的影響仍具有顯著性，而健康狀況、宗教信仰、教育水平、婚姻狀況和職業(yè)與農(nóng)村婦女的政治參與均不顯著相關(guān)。在家庭特征因素中，家庭年收入對農(nóng)村婦女參與村莊政治生活無顯著影響，但相比于家庭年收入少的農(nóng)村婦女而言，家庭年收入多的農(nóng)村婦女參與村莊政治活動概率要高1.021倍。從家庭類型分析，擴大家庭與農(nóng)村婦女政治參與具有顯著相關(guān)性，而主干家庭和空巢家庭與農(nóng)村婦女政治參與的相關(guān)性并不顯著。但是從回歸系數(shù)去看，擴大家庭(-0.661)、主干家庭(-0.323)和空巢家庭(-0.331)農(nóng)村婦女政治參與的回歸系數(shù)均為負數(shù)，說明核心家庭的農(nóng)村婦女參與村莊政治生活的概率更高。其原因可能是，核心家庭的農(nóng)村婦女個體獨立性相對更強，家庭話語權(quán)相對更大。

表5 2017年我國農(nóng)村婦女政治參與的二元logistic回歸模型

注：*P≤0.05，**P≤0.01，***P≤0.001。

模型3在模型1和模型2的基礎(chǔ)上增加了社會外部因素變量，即村集體因素和地理區(qū)位因素。研究發(fā)現(xiàn)，人口學(xué)變量中的年齡、政治面貌和外出頻率對農(nóng)村婦女政治參與有顯著的正向關(guān)系，而民族因素在此模型中顯示與農(nóng)村婦女政治參與無顯著相關(guān)性，說明該變量對農(nóng)村婦女政治參與的解釋力并不穩(wěn)定，可能受到新增變量影響。此外，家庭特征對農(nóng)村婦女政治參與也無顯著影響。從對村干部工作滿意度去看，農(nóng)村婦女對村干部工作越滿意，其參與到村莊政治生活的概率越大，即對村干部滿意度每增加1個單位，其參與到村莊政治生活的概率就會增加1.578倍。說明群眾基礎(chǔ)好、村民認同度高的村委會，能有力促進農(nóng)村婦女的政治參與行為。從地理要素分析，一般認為，經(jīng)濟條件好的地區(qū)村民的政治參與度較高，但事實也并非如此。由模型估計可知，地區(qū)因素的確對農(nóng)村婦女的政治參與有顯著影響，但東部地區(qū)農(nóng)村婦女比西部地區(qū)農(nóng)村婦女的村莊政治參與率要低，中部地區(qū)因素雖與農(nóng)村婦女政治參與無統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著相關(guān)，但從回歸系數(shù)(-0.394)為負值可看出，中部地區(qū)農(nóng)村婦女的村莊政治參與度要低于西部地區(qū)農(nóng)村婦女，但要高于東部地區(qū)農(nóng)村婦女。

三、結(jié)論與啟示

(一)主要結(jié)論

以往研究中農(nóng)村婦女的政治參與多是采取“民主選舉”這一指標進行考察，這在很大程度上能夠體現(xiàn)出農(nóng)村婦女的政治參與能力與參與意識，但也有“周期性”、“間接性”等不足，難以有效反映其日常政治行為。研究利用2017年1036位農(nóng)村婦女的樣本數(shù)據(jù)，以“參與村民會議或村民代表會議”作為日常政治參與的考察指標，運用描述性分析和二元logistic回歸模型研究了我國農(nóng)村婦女日常政治參與的現(xiàn)狀與影響因素，部分結(jié)論雖與國內(nèi)外學(xué)者研究結(jié)果類似，但也有新的收獲和發(fā)現(xiàn)。

首先，我國農(nóng)村婦女的政治參與意識與參與行為在不斷強化。在我國，婦女占農(nóng)村人口的半數(shù)以上，推動農(nóng)村婦女了解和實踐村民自治關(guān)系到中國基層民主建設(shè)的未來[13]。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，近五年來，我國農(nóng)村婦女對村務(wù)關(guān)注的占比從2013年59.21%上升到2017年的65.08%，與理想狀態(tài)雖還有一定距離，但這一提升足以說明農(nóng)村政治參與的性別差距有所改善，農(nóng)村婦女的政治地位有了顯著提高。

其次，個體因素中年齡、民族、政治面貌和外出頻率對農(nóng)村婦女政治參與均呈現(xiàn)出顯著影響。具體而言，農(nóng)村婦女的政治參與度會隨著年齡的增加而增加，但到了一定年齡后，又會隨著年齡的增加而降低，在一定程度上符合生物學(xué)上的生命周期論，即特定的年齡節(jié)點做特定的事。在民族、政治面貌和外出頻率方面，少數(shù)民族、黨員、外出頻率高的農(nóng)村婦女參與村莊政治生活的概率相對要高。意味著當前農(nóng)村婦女政治參與的能力和自主意識在明顯提高[14]。

第三，家庭因素雖與農(nóng)村婦女的政治參與無顯著關(guān)系，但從回歸系數(shù)去看卻能反映一些客觀事實。其一，家庭年收入越高，農(nóng)村婦女的政治參與度越高；家庭年收入越低，其政治參與度也會越低。其二，相對于諸如擴大家庭等類型的家庭結(jié)構(gòu)而言，核心家庭的農(nóng)村婦女參與村莊公共事務(wù)的概率更高。這在一定程度上反映了家庭結(jié)構(gòu)向核心化轉(zhuǎn)型能夠釋放出農(nóng)村婦女參政議政的活力。當然，這還需要進一步的研究探討。

第四，社會外部要素對農(nóng)村婦女參與村莊政治生活影響較大。通過回歸模型發(fā)現(xiàn)，村干部的工作效益與農(nóng)村婦女的參政概率呈正相關(guān)性，這也完全符合學(xué)界共識“一個個體的政治效能高，政治參與水平也高”[15]。此外，從地區(qū)因素看，農(nóng)村婦女的政治參與狀況并不與地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平成正比，這與亨廷頓“參與的總體水平趨向于反映社會—經(jīng)濟發(fā)展水平”[16]的論斷并不一致。數(shù)據(jù)顯示，我國中、東部地區(qū)的農(nóng)村婦女較之于西部地區(qū)農(nóng)村婦女而言，其政治參與率相對較低。

(二)政策啟示

黨的十九大報告指出要“擴大人民有序政治參與”，其中，要使農(nóng)村婦女在政治參與上提質(zhì)增效，根據(jù)本文的實證研究需要從以下幾點著手：

第一，提高農(nóng)村法治宣傳力度。婦女參政權(quán)是由《村組法》等法律法規(guī)所賦予的，因此，各級政府應(yīng)創(chuàng)新對《村組法》等法律法規(guī)的宣傳方式，增強農(nóng)村婦女的政治認知，深化其政治參與意識。同時，要打破傳統(tǒng)觀念，尤其是要打破性別歧視給農(nóng)村婦女設(shè)置的藩籬，為農(nóng)村婦女參政議政營造良好的社會環(huán)境。

第二，引導(dǎo)并建立多樣化的社會組織?！稗r(nóng)民自發(fā)組織起來維護自身的合法權(quán)益，保證其享有平等參與政治生活的權(quán)利，正是現(xiàn)代公民社會的應(yīng)有之義?！盵17]不僅如此，以組織為載體，吸納農(nóng)村婦女積極參與，亦能夠有效拓寬其交往范圍，擴大農(nóng)村婦女的視野，還能為其輸送更多的外界信息。同時，以組織為平臺，農(nóng)村婦女可增強其參與公共事務(wù)的能力，幫助其從家里走進村莊，進而走向社會。

第三，從物質(zhì)層面為農(nóng)村婦女參政提供保障?；鶎诱煽紤]以農(nóng)村土地為核心，以三權(quán)分置為契機，通過借助規(guī)模化、現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式，調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，吸納農(nóng)村婦女就近就地就業(yè)。同時，建立鄉(xiāng)村從業(yè)人員培訓(xùn)機制，讓農(nóng)村婦女走上職業(yè)化農(nóng)民的道路，以此減輕其生產(chǎn)生活負擔，保障其有余力參與村莊政治生活。

第四，深化農(nóng)村政治體制改革。選好領(lǐng)導(dǎo)得力的村兩委班子、提高其職業(yè)素養(yǎng)，是強化村民認同的關(guān)鍵?；鶎诱谔剿骰鶎佑行е卫淼倪^程中，要著重塑造村干部的公信力、提高村干部的服務(wù)意識和服務(wù)能力，只有如此方能提高農(nóng)村婦女對村干部工作的滿意度，才能增強其參與村莊公共事務(wù)的熱情。