姚仁福

（東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150040）

改革開放以來，我國取得了前所未有的大發(fā)展，人民生活水平不斷提高，但是城鄉(xiāng)之間的發(fā)展差距依然很大。中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》中指出，有效治理是鄉(xiāng)村振興的基礎(chǔ)，要加強農(nóng)村基礎(chǔ)工作，健全鄉(xiāng)村治理體系。農(nóng)民是鄉(xiāng)村振興的主要受益者和參與者，必須激發(fā)農(nóng)民主體意識和首創(chuàng)精神，提高農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理意愿，使其投身到鄉(xiāng)村振興建設(shè)中。國內(nèi)外學(xué)者對鄉(xiāng)村治理進(jìn)行了系統(tǒng)研究，王東等[1]指出，中國特色社會主義新時代是共享時代，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是新時代實現(xiàn)社會主義共享的政治安排和戰(zhàn)略行動，從歷史基點、核心要點、實施路徑3個方面闡釋了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施方向，并通過全民共建、全域共治和全面共享推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略落地生根、開花結(jié)果。張會萍等[2]指出，鄉(xiāng)村治理面臨著鄉(xiāng)村治理機制不完善、基層民主建設(shè)不到位和鄉(xiāng)村文化教育問題突出3個困境，出路在于構(gòu)建社會治理多重機制、加強基層黨組織建設(shè)和重視鄉(xiāng)村精神文化教育。王惠林[3]指出，在國家與鄉(xiāng)村社會關(guān)系逐漸疏離及農(nóng)民的離散化狀態(tài)造成新一輪治理困境的背景下，鄉(xiāng)村“微自治”通過鄉(xiāng)村社會內(nèi)生性資源的挖掘和利用，強化行政村層級以下治理單元的自治功能，將農(nóng)民有效組織起來興辦村莊公共事務(wù)，鄉(xiāng)村“微自治”再造了鄉(xiāng)村社會的組織性，體現(xiàn)為動員農(nóng)民參與村莊治理，重塑公共秩序。李冰冰等[4]利用農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)通過有序Probit模型回歸分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對項目的監(jiān)督會顯著提高農(nóng)戶對項目的滿意度，指出促進(jìn)鄉(xiāng)村治理轉(zhuǎn)型，提高民主參與水平特別是擴大農(nóng)戶對公共事務(wù)監(jiān)督具有重要意義。賀雪峰[5]構(gòu)建了雙層認(rèn)同與行動的模型，分析表明，中國鄉(xiāng)村治理的差異是由經(jīng)濟發(fā)展水平、行政推動力量、文化狀況共同造成的；農(nóng)民的地方性知識解決村莊層面的事務(wù)并非是完全負(fù)面的力量。楊正喜[6]指出，中國對農(nóng)村的政策過程是地方政策試驗與中央頂層設(shè)計相結(jié)合的結(jié)果。一方面農(nóng)村自身創(chuàng)新通過自下而上滾雪球效應(yīng)，推動了中央政府在農(nóng)村治理創(chuàng)新的漸進(jìn)性政策變遷，這在改革開放初期農(nóng)村治理創(chuàng)新中尤其明顯；另一方面中央全局規(guī)劃下農(nóng)村地方和局部的探索試驗使中央政策發(fā)生了一定的變化，中央吸納地方試驗進(jìn)入政策體系中，通過命令或指示實現(xiàn)了農(nóng)村治理創(chuàng)新在全國的擴散。Ho L W等[7]對101個農(nóng)村進(jìn)行了調(diào)查，收集了近20 a來改革實施情況的相關(guān)數(shù)據(jù)，并利用固定效應(yīng)和工具變量估計方法對這些村莊完成的550多個鄉(xiāng)村道路項目的質(zhì)量進(jìn)行了評估，發(fā)現(xiàn)實施鄉(xiāng)村治理改革提高了鄉(xiāng)村道路項目的質(zhì)量，同時村長趨于年輕化。Fumiki T[8]對俄羅斯和中國的村級治理進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，中國非自治的“旁觀者”式領(lǐng)導(dǎo)和俄羅斯的“地方代理人”式領(lǐng)導(dǎo)的趨勢越來越明顯。ladislav V[9]從制度經(jīng)濟學(xué)的角度對歐洲農(nóng)村發(fā)展中的治理問題進(jìn)行了新的闡述，認(rèn)為農(nóng)村治理是由農(nóng)村發(fā)展利益相關(guān)者的產(chǎn)權(quán)決定的，而產(chǎn)權(quán)又反映了利益相關(guān)者在農(nóng)村發(fā)展中的利益。但是在研究的過程中，研究視角主要是村級單位和農(nóng)村民間合作組織，從農(nóng)民視角進(jìn)行的研究甚少。因此，作者將從農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理意愿的視角出發(fā)，以哈爾濱地區(qū)的農(nóng)村為研究區(qū)域，構(gòu)建二元Logit模型，分析農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響因素，以提高鄉(xiāng)村治理的有效性，促進(jìn)我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的順利實施。

1 研究數(shù)據(jù)來源與方法

1.1 研究區(qū)域概況

哈爾濱市香坊區(qū)轄區(qū)面積344.5 km2，戶籍人口741 751人；下轄4個鎮(zhèn)和20個街道辦事處，46個行政村，鄉(xiāng)村人口91 613人。

1.2 數(shù)據(jù)來源

2019年7月在查閱文獻(xiàn)資料的基礎(chǔ)上，編寫《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理意愿調(diào)研》調(diào)查問卷，赴香坊區(qū)的2個鄉(xiāng)10個村開展調(diào)研工作。發(fā)放調(diào)查問卷共計175份，其中有效問卷170份，有效率為97.14%。問卷內(nèi)容涉及村民的個體特征（性別、年齡、文化程度和主要從事的職業(yè)等），對村兩委極其干部的認(rèn)知，包括村民是否認(rèn)可村領(lǐng)導(dǎo)解決問題的能力和村委會在日常生活中作用大小等。

1.3 構(gòu)建數(shù)據(jù)模型

根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性，利用調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建影響農(nóng)戶參加鄉(xiāng)村治理意愿的評價指標(biāo)16個（表1），將愿意參與鄉(xiāng)村治理的農(nóng)戶界定為y＝1，不愿意參與鄉(xiāng)村治理的農(nóng)戶界定為y＝0。運用SPSS軟件構(gòu)建Logit二元回歸模型，對農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響因素進(jìn)行實證研究。模型公式為（1）～（2），采用Cronbach’s Alpha系數(shù)對模型進(jìn)行信度檢驗，確保構(gòu)建模型的科學(xué)性。

式中，p表示農(nóng)民參與鄉(xiāng)村治理的概率；1-p表示農(nóng)民不參與鄉(xiāng)村治理的概率；x1～xi（自變量） 表示影響農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理的因素（表1）；β1～βi表示自變量的解釋系數(shù)；α表示常數(shù)項；μ表示隨機誤差項。

2 結(jié)果與分析

2.1 樣本基本特征

調(diào)研區(qū)域男女比例為1.62∶1；年齡集中在36～65歲，所占比例為80.6%；非黨員比例為86.5%；受教育程度以初中及以下為主，所占比例為77.0%（表2）。樣本結(jié)構(gòu)符合當(dāng)?shù)氐纳鐣臓顩r，調(diào)研數(shù)據(jù)客觀真實。

2.2 模型檢驗結(jié)果

通過SPSS21進(jìn)行信度檢驗的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.803，表明信度較好；Omnibus系數(shù)中P值＝0.00＜0.05，說明模型總體有意義；Hosmer和Lemeshow檢驗中顯著性水平（0.896） ＞0.05，說明當(dāng)前數(shù)據(jù)中的信息已經(jīng)被充分提取，模型擬合優(yōu)度較高；模型總體預(yù)測正確率為92.9%。

表1 變量的名稱及賦值Table 1 Names and assignments of variables

表2 樣本的基本特征Table 2 Basic features of samples

2.3 農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿分析

年齡（x2）、政治面貌（x4）、是否參加了農(nóng)業(yè)合作組織（x6）、當(dāng)?shù)卣畬r(nóng)村的重視程度（x11）負(fù)向影響農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿，其中年齡（x2）在5%的顯著水平上負(fù)向影響，即年齡越大，參與鄉(xiāng)村治理的意愿越小。

其他指標(biāo)正向影響農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿，其中，文化程度（x3）、了解所在村莊事務(wù)的主要渠道（x14）在1%的顯著水平上正向影響，即文化程度越高的農(nóng)戶，參與鄉(xiāng)村治理意愿越強烈，直接了解村里事務(wù)的農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿顯著高于間接了解村里事務(wù)的農(nóng)戶；是否認(rèn)可村干部解決問題的能力（x8）、對村委會干部認(rèn)可程度（x10）在5%的顯著水平上正向影響，即村干部解決問題能力越強、農(nóng)戶對干部認(rèn)可度越高，參加鄉(xiāng)村治理意愿越強烈；鄉(xiāng)村治理是否應(yīng)該全民參與（x12）在10%的顯著水平上正向影響，即認(rèn)為應(yīng)該全民參與鄉(xiāng)村治理的農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理的意愿顯著高于其他人（表3）。

3 結(jié)論與建議

3.1 主要結(jié)論

從微觀農(nóng)戶角度出發(fā)，就農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿問題，通過對香坊區(qū)2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)10個村莊170戶農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)研，構(gòu)建16個影響因素指標(biāo)體系，運用Logit二元回歸模型分析農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿的影響因素，得到以下結(jié)論：年齡（x2）與農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿呈顯著負(fù)相關(guān)；文化程度（x3）、了解所在村莊事務(wù)的主要渠道（x14）、是否認(rèn)可村領(lǐng)導(dǎo)解決問題的能力（x8）、對村委會干部認(rèn)可程度（x10）、對現(xiàn)在治理方式是否滿意（x15）、鄉(xiāng)村治理是否應(yīng)該全民參與（x12）與農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村治理意愿呈顯著正相關(guān)。

表3 自變量回歸結(jié)果Table 3 Regression results of independent variables

3.2 討論與建議

中國的鄉(xiāng)村得以保持高度的自治狀態(tài)是中華民族五千年的歷史潮流中不斷探索，要實現(xiàn)治理有效，發(fā)揮村民的主體作用是關(guān)鍵，只要當(dāng)村民參與到鄉(xiāng)村事務(wù)中，鄉(xiāng)村治理才能向良治和善治的方向發(fā)展。