皮婷婷，鄭逸芳，許佳賢

(福建農(nóng)林大學(xué) 公共管理學(xué)院，福建 福州 350002)

一、引言

黨的十九大報告中提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，強調(diào)要加強自治并健全鄉(xiāng)村治理體系。村民自治作為一種自下而上的選舉式治理，是農(nóng)村社會秩序得以正常運轉(zhuǎn)的基礎(chǔ)，對促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、解決“三農(nóng)問題”并實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有重要作用。自治在我國古已有之，而現(xiàn)今所稱村民自治緣起自上個世紀。20世紀80年代，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實施使人民公社體制逐步瓦解，造成廣大農(nóng)村社會秩序混亂，因而廣西宜州農(nóng)民自發(fā)組織起村民委員會以實現(xiàn)村莊公共事務(wù)的有效管理[1]。而這一創(chuàng)舉得到了黨中央的肯定與支持，并于1998年正式頒布《中華人民共和國村民委員會組織法》。此后各地區(qū)就村民自治進行了實踐探索和模式創(chuàng)新。村民自治走過三十多年，現(xiàn)今在農(nóng)村社會日益變遷，傳統(tǒng)關(guān)系型社會結(jié)構(gòu)逐漸空心化和半熟人化的背景下，探討社會資本對村民自治的作用機理具有重要的現(xiàn)實意義。

從學(xué)界關(guān)于村民自治的研究來看，主要經(jīng)歷了從早期的制度文本研究和實踐研究到自治實現(xiàn)的社會基礎(chǔ)研究，再到現(xiàn)今的有效實現(xiàn)模式研究[2]。在這一歷程中，自治主體越來越受到重視。但就村民自治主體的內(nèi)涵與外延學(xué)界至今仍存在較大爭議，這一爭議主要圍繞自治主體應(yīng)是村民集體[3]還是村民個人[4]展開。目前，學(xué)界研究中涉及的自治主體主要包括農(nóng)民自組織[5]、村干部[6]和農(nóng)民[7]等。而在具體的研究內(nèi)容上，一是就自治主體參與村民自治的意義和重要性進行論證；二是就主體在自治參與中面臨的問題和困境進行分析探討進而提出對策建議；三是就自治主體政治參與的現(xiàn)狀與影響因素進行分析。學(xué)界就村民自治中的主體參與進行了豐富研究，但仍存在一定的不足：一是社會資本越來越成為影響主體參與的重要因素，但以往研究更側(cè)重于社會資本對集體行動作用的研究，在村民自治中的理論運用還相對不足；二是學(xué)界就女性的政治參與進行了較多探討，但還缺少性別差異的比較研究，而通過與男性的對比更能體現(xiàn)女性的自治參與情況；三是基于大樣本數(shù)據(jù)的分析還較為欠缺，因而在自治參與影響因素的客觀深入研究上較為不足。因此，在當(dāng)前我國農(nóng)村經(jīng)受市場因素沖擊和社會結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的現(xiàn)實背景下，本文旨在挖掘鄉(xiāng)村治理的內(nèi)生力量，以社會資本理論為切入點，從性別差異的視角，運用大樣本數(shù)據(jù)CLDS2016，研究社會資本對村民自治的作用機理。進而就如何完善鄉(xiāng)村治理體系，促進女性的自治參與，發(fā)揮女性在鄉(xiāng)村振興和精準扶貧等鄉(xiāng)村治理行動中的獨特作用提供政策建議。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

我國鄉(xiāng)村場域是典型的關(guān)系型社會，社會資本在其中構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)，形塑信任和道德規(guī)范，對促進村民自治發(fā)揮了重要的紐帶作用。但近年來，現(xiàn)代化建設(shè)與市場經(jīng)濟發(fā)展在引領(lǐng)農(nóng)村發(fā)展的同時也給村民自治造成了困境。主要表現(xiàn)為兩個方面：一是農(nóng)民外出務(wù)工的人數(shù)逐年增加[8]所帶來的空心村現(xiàn)象，造成自治主體缺位；二是行政村撤并所帶來的村民相識而不熟的“半熟人社會”[9]，引起自治的文化基礎(chǔ)異化。從而，本文將構(gòu)建社會資本對村民自治影響的理論框架，在該理論框架的指導(dǎo)下利用基線數(shù)據(jù)深入探究村莊社會資本重構(gòu)后的村民自治運行機制。

(一)社會資本理論

社會資本理論發(fā)端于20世紀六七十年代，至今仍是社會科學(xué)領(lǐng)域的研究熱點，其系統(tǒng)建立與發(fā)展主要來自布迪厄、科爾曼和帕特南等學(xué)者的理論研究貢獻。布迪厄[10]在研究文化現(xiàn)象的過程中最早提出“社會資本”這一概念，但因其相關(guān)論著以法文出版而沒有受到較多的關(guān)注[11]?？茽柭黐12]從功能主義的角度定義社會資本，認為社會資本同其他資本一樣具有生產(chǎn)性，但也正如波茨[11]所指出的，科爾曼對社會資本的界定是模糊的。帕特南[13]將社會資本定義為“社會組織所擁有的諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)特征，他們能通過促進合作行為來提高社會效率”。他在長達25年的時間里考察意大利南北部地方政府績效，研究發(fā)現(xiàn)南北制度績效的差異主要來自社會資本。相比南部，北部城市的社會組織更發(fā)達，也更具公民精神，社會信任狀況更好。帕特南的這一研究使社會資本理論走向了大眾。

盡管后期有眾多學(xué)者就社會資本的含義和維度劃分進行論述[14-15]，但基本都是從帕特南的理論貢獻出發(fā)，多圍繞網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范展開。因此，本文也將從這3個維度構(gòu)建社會資本。具體的，社會網(wǎng)絡(luò)即人與人之間的“關(guān)系”，是村民基于日常生活中與他人的互動行為而搭建起來的一種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)?；诖罱▽ο笈c聯(lián)系強度的不同可以分為弱連接網(wǎng)絡(luò)和強連接網(wǎng)絡(luò)[16]。弱連接網(wǎng)絡(luò)強調(diào)異質(zhì)性為開放型網(wǎng)絡(luò)，而強連接網(wǎng)絡(luò)強調(diào)同質(zhì)性為封閉型網(wǎng)絡(luò)。其中強連接網(wǎng)絡(luò)同中國農(nóng)村傳統(tǒng)的血緣和地緣關(guān)系相契合。社會信任指向村民的心理層面，是村民在公共生活中產(chǎn)生的一種相互信賴的心理狀態(tài)。在社會資本的構(gòu)成中，信任是其核心要素，可以由網(wǎng)絡(luò)和互惠中產(chǎn)生并強化。依據(jù)與信任對象的親密程度，學(xué)者們多將社會信任劃分為一般信任和特殊信任[17]。社會規(guī)范分為互惠規(guī)范和道德約束，是村民在長期生活中達成的非正式契約，形塑的是一種共同的行為模式。這種契約可能是有形的，也可能是無形的，但都發(fā)生了控制權(quán)的轉(zhuǎn)換。互惠規(guī)范產(chǎn)生于親密的社會網(wǎng)絡(luò)，表現(xiàn)為村民均衡或非均衡的互幫互助行為。道德約束是在涉及村莊公共事務(wù)時，村民為達成共同目標并實現(xiàn)共同利益而受到的行為約束?；セ菀?guī)范與道德約束相輔相成，在村莊公共生活良好秩序的建立與維護中均發(fā)揮了重要作用。

(二)社會資本的性別差異

關(guān)于社會資本的性別差異，學(xué)界一致認為女性持有的社會資本是劣于男性的[18]。女性社會資本欠缺狀況的形成有著深厚的歷史、文化和社會根源。就女性成長的生命歷程而言，其在早期家庭與學(xué)校教育中就面臨先賦性社會資本積累的約束。一方面，女孩從小被教育要保持警惕，遠離陌生人[19]；另一方面，女孩會深受“重男輕女”傳統(tǒng)觀念的影響，特別是在農(nóng)村地區(qū)。而女性進入婚姻與工作狀態(tài)后，其社會資本的積累依然處于劣勢。為避免遭受輿論壓力，“家庭為重”會內(nèi)化為許多女性的行為準則[20]。如果女性忽視通過就業(yè)來構(gòu)建異質(zhì)性的社會網(wǎng)絡(luò)并積累社會資本，一旦其婚姻破裂，她們將會遭受較大的生存與發(fā)展風(fēng)險[21]。因此，女性的社會資本積累十分受限，具有同質(zhì)性較強的特點，主要由親屬、鄰居和好友等強連接網(wǎng)絡(luò)構(gòu)成。

H1：相比男性，女性在社會資本的持有上處于弱勢。

(三)社會資本對村民自治參與的影響

帕特南[13]的研究指出以信任為核心的社會資本是培養(yǎng)居民公共精神、促進民主政治穩(wěn)定發(fā)展的堅實力量。近年來，學(xué)界對自治參與的影響因素展開了較多的研究，但就社會資本對自治參與行為的影響研究還相對較少。現(xiàn)有研究中，胡榮[22-23]先后以農(nóng)村和城市居民為研究對象，通過20個以上的指標衡量社會資本。研究結(jié)果顯示，農(nóng)村居民中僅社團因子和社區(qū)認同因子影響顯著，而社會信任因子無顯著影響，與孫昕等[24]人的研究結(jié)論一致。而城市居民中社會資本對模型的解釋力較高，其中尤以社團參與較為突出。此外，裴志軍[25]從結(jié)構(gòu)、關(guān)系和認知3個維度測量社會資本，認為這3個維度的社會資本對選舉參與均有顯著影響，而且政治效能感會發(fā)生中介作用。張翠娥[26]將社會資本分為特定性和共通性社會資本，特定性社會資本對治理參與具有促進作用，而共通性社會資本中普遍信任卻起著負向作用。雖然學(xué)界關(guān)于社會資本對自治參與的影響至今沒有一致的結(jié)論，部分學(xué)者甚至持否定的觀點。但熟人網(wǎng)絡(luò)對村民“搭便車”行為具有較強的抑制作用，且經(jīng)典的社會資本理論一直是學(xué)界重要的研究視角。因此，本文的假設(shè)2如下。

H2：社會資本對村民自治參與行為具有顯著的正向促進作用。

H2a：社會網(wǎng)絡(luò)對村民自治參與行為具有顯著的正向促進作用。

H2b：社會信任對村民自治參與行為具有顯著的正向促進作用。

H2c：社會規(guī)范對村民自治參與行為具有顯著的正向促進作用。

(四)性別在社會資本對村民自治參與影響中的調(diào)節(jié)作用

關(guān)于性別調(diào)節(jié)作用的研究，學(xué)界目前多集中于心理和教育領(lǐng)域，且多數(shù)研究均證明了性別調(diào)節(jié)作用的存在[27]。同時，部分學(xué)者研究了社會資本對女性選舉參與行為的影響，并肯定了社會資本的顯著正向作用[28]，但還缺乏對性別差異的探討，特別是對性別調(diào)節(jié)作用的深入研究。因此，關(guān)于性別在社會資本對自治參與影響中的調(diào)節(jié)作用，目前還無法從相關(guān)研究中直接得出推論。而本文的邏輯推理是，盡管多數(shù)研究均認為女性處于社會資本欠缺的狀態(tài)，依據(jù)社會資本對自治參與具有正向影響作用的理論觀點，這一狀況似乎對女性更不利。但男女性所擁有的社會資本具有不同的特點，女性的社會資本偏向同質(zhì)化，男性的社會資本其網(wǎng)絡(luò)位差會更大，不同性質(zhì)的社會資本作用于基層自治參與時又會產(chǎn)生不同的結(jié)果。因此，本文提出的假設(shè)3如下。

H3：性別在社會資本對自治參與的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

H3a：性別在社會網(wǎng)絡(luò)對自治參與的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

H3b：性別在社會信任對自治參與的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

H3c：性別在社會規(guī)范對自治參與的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心主持的中國勞動力動態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamic Survey)2016年數(shù)據(jù)(以下簡稱CLDS2016)。該項目采用多階段、多層次與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法(multistage cluster，stratified，PPS sampling)，從 2012 年開始在中國大陸推進以來，已相繼完成2012年、2014年和2016年共3次調(diào)查。2016年，CLDS覆蓋全國29個省市，共調(diào)查21 086個個體樣本。本文主要研究村民的自治參與行為，因此，在樣本篩選上，選取村居類型為農(nóng)村，年齡在18歲以上的具有選舉權(quán)的樣本個體。剔除含有缺失值的樣本后，最終樣本容量為6 174。其中，男性3 385人，占比54.84%，女性2 787人，占比45.16%。

(二)變量選取

1.因變量：村民自治參與

村民自治主要包括民主選舉、民主決策、民主管理和民主監(jiān)督4個方面的內(nèi)容，其中民主選舉是村民自治的首要環(huán)節(jié)。在這一環(huán)節(jié)，村民的參與率最高[26]，其選舉結(jié)果也將直接關(guān)系到日后鄉(xiāng)村治理中決策、管理和監(jiān)督等環(huán)節(jié)有效治理的實現(xiàn)。因此，本文將以選舉參與來表征村民的自治參與，具體以“村民在本村/居委會上次的選舉中的參與情況”來測量。CLDS數(shù)據(jù)中對應(yīng)的選項設(shè)置為“自己去投票”“家人代投票”和“沒去投票”。本文采用較為嚴格的賦值規(guī)則，認為選舉參與不應(yīng)包括委托投票的行為，即村民只有自己去投票的情況下才能夠算作在選舉中真正實現(xiàn)了參與。具體的操作化規(guī)則為“自己去投票”賦值為1，“家人代投票”和“沒去投票”賦值為0。

2.核心變量：社會資本

本文對社會資本的測量，主要借鑒了帕特南[13]對社會資本的定義，從社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會規(guī)范共3個維度來進行操作化。具體的細分維度及對應(yīng)的指標如表1所示。其中，弱連接網(wǎng)絡(luò)和強連接網(wǎng)絡(luò)為連續(xù)變量，其余4個為定序變量。而村民在農(nóng)村公共產(chǎn)品供給中的參與意愿在一定程度上反映了當(dāng)?shù)氐牡赖录s束情況，道德約束越強的地區(qū)，公民的公共意識也會越強，會更愿意為地區(qū)公共事務(wù)盡責(zé)盡力。

表1 核心變量社會資本的操作化

3.調(diào)節(jié)變量

如前所述，本文關(guān)注性別在社會資本對村民自治參與影響中的調(diào)節(jié)作用，因而性別是本文的調(diào)節(jié)變量。其中，男性賦值為1，女性賦值為0。

4.控制變量

本文的控制變量包括年齡、政治面貌、受教育年限、社會公平和個人年總收入。其中，對個人年總收入進行了對數(shù)標準化處理。除此之外，本文還納入了年齡和受教育年限的平方項，以檢驗?zāi)挲g和受教育年限對自治參與影響的曲線變化情況?？紤]到各地區(qū)經(jīng)濟與社會狀況的差異性，本文在市區(qū)層面設(shè)置了虛擬變量來控制地區(qū)差異可能帶來的影響。以上各變量的描述性統(tǒng)計情況如表2所示。

(三)Logit回歸模型

經(jīng)過以上的變量選取，本文將構(gòu)建一個Logit回歸模型來探討社會資本對村民自治參與的影響。因變量為0～1二分變量，1表示有參與選舉投票，0表示沒有參與選舉投票。解釋變量為核心變量社會資本及控制變量性別、年齡和政治面貌等。Logit為概率單位模型，能夠用于分析具有不同社會資本特征的村民參與或不參與選舉投票的概率，進而明確什么樣的村民更愿意參加選舉投票。Logit模型構(gòu)建如下：

Log(pij/(1-pij))=β0+β1SCij+
β2Genderij+β3Xij+β4Zj

(1)

Log(pij/(1-pij))=β0+β1SCij+
β2SCij×Genderij+β3Xij+β4Zj

(2)

(1)式中，pij表示j地區(qū)的第i個村民參與投票選舉的概率，SCij為社會資本，Genderij為性別，Xij為其他控制變量，Zj為市區(qū)虛擬變量。(2)式則為加入性別與社會資本交互項之后的模型。

四、實證分析

(一)村民社會資本的性別差異

在此，本文將對各變量進行描述性統(tǒng)計分析，并檢驗自治參與和社會資本的性別差異。表2中，前4列為變量名稱及對應(yīng)的樣本總體的均值和標準差，第5列為各變量的賦值情況，第6列和第7列分別為男性和女性在各變量上的均值，第8列則對各變量的性別差異進行了獨立雙樣本均值T檢驗。

表2 描述性統(tǒng)計及性別差異性檢驗

首先，考察村民自治參與的性別差異。男性和女性群體中，自己參與投票的比例分別是70.41%和56.13%，比例相差達14.28%，且以0.001的極顯著水平通過了T檢驗，表明村民自治參與存在顯著的性別差異，農(nóng)村女性自治參與的狀況堪憂。在胡榮[22]的研究中，男性的自治參與得分比女性高出3.374分(村民平均參與得分為6.6)。其次，考察社會資本的性別差異。數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果表明，男性6個維度社會資本的均值均大于女性，且通過了T檢驗，均達到了1%的極顯著水平。由此，本文H1得到驗證，男性的社會資本存量比女性更多，女性處于社會資本欠缺的狀態(tài)。對此，本文認為引起男女社會資本差異的因素除性別本身的作用外，也與當(dāng)下農(nóng)村社會發(fā)生的變遷有關(guān)。

(二)社會資本對村民自治參與的影響

在此，本文使用Logit回歸分析方法來探討社會資本對村民自治參與的影響。關(guān)于多重共線性，在不包含平方項及市區(qū)虛擬變量的情況下，VIF值最大為1.39，均值為1.19，因此各變量間不存在嚴重的多重共線性。而考慮到模型中可能存在的異方差問題，本文對各模型均進行了White穩(wěn)健性檢驗，計算了穩(wěn)健標準誤[29]。具體的模型估計結(jié)果見表3。表3中，所有模型均控制了市區(qū)虛擬變量，模型1僅納入性別變量，模型2進一步加入了控制變量，模型3加入本文的核心變量社會資本，第5列是對應(yīng)模型3的邊際效應(yīng)。

表3 村民自治參與的回歸結(jié)果

續(xù)表

1.性別對自治參與的影響

具體來看，模型1中，性別對自治參與的影響達到1%的顯著性水平，邊際效應(yīng)為-13.45%，說明女性的投票參與率比男性低了13.45%，與前文描述性結(jié)果基本一致。因此，農(nóng)村居民自治參與的性別差異較大。模型2中，加入其他控制變量后，性別差異降為9.70%，依然顯著，表明人力資本(年齡和教育)和制度資本(政治面貌)等控制變量對自治參與的性別差異影響較大，特別是制度資本的邊際效應(yīng)達16.31%。但在加入社會資本后，模型3中，性別差異僅在9.70%的基礎(chǔ)上下降了0.27%，相應(yīng)的邊際效應(yīng)仍維持在9.00%左右。這表明社會資本可能并非造成自治參與性別差異的關(guān)鍵因素，而具體的作用機制將在下文進行深入討論與揭示。

2.社會資本對自治參與的影響

模型3中，6個維度的社會資本，只有弱連接網(wǎng)絡(luò)對自治參與的影響不顯著，其他5個維度均達到了5%的顯著性水平，互惠規(guī)范則進一步達到1%的極顯著水平。根據(jù)邊際效應(yīng)的絕對值，這5個維度社會資本的影響效應(yīng)由大到小排列依次是互惠規(guī)范、道德約束、特殊信任、一般信任和強連接網(wǎng)絡(luò)。社會網(wǎng)絡(luò)中，弱連接網(wǎng)絡(luò)影響不顯著而強連接網(wǎng)絡(luò)影響顯著的可能原因是，現(xiàn)實中，能獲得支持和幫助的朋友不一定是親密的，但能訴說心事的朋友一定是關(guān)系親密的，關(guān)系越親密，其行動越有可能達成一致，而關(guān)系不夠親密的人還會存在一定程度上的利益沖突。因此強連接網(wǎng)絡(luò)更有可能促進村民為實現(xiàn)共同利益而參與自治，而弱連接網(wǎng)絡(luò)中的成員所代表的利益較為分散，達成一致行動的可能性不大，從而對自治參與影響不顯著，H2a得到部分驗證。社會信任中，一般信任對自治參與的影響為負向，與張翠娥[26]的研究結(jié)論一致。可能的解釋是，“半熟人社會”中，村民受市場因素的沖擊，其行動邏輯發(fā)生了轉(zhuǎn)變。表現(xiàn)為村民越是不信任陌生人，越是對更大范圍的社會狀態(tài)持懷疑態(tài)度，其越有可能希望通過自治推舉能人，選擇代表自己利益的人，進而維護自己的權(quán)益。特殊信任正向作用的邏輯正是在于越是信任周圍的村民鄰居，其關(guān)系越親密，就越有可能與鄰居產(chǎn)生一致行動，具有較為積極的自治參與行為[30]，H2b得到部分驗證。社會規(guī)范中，互惠規(guī)范和道德約束對自治參與均具有顯著的正向影響，而互惠規(guī)范的邊際效用最大，本文H2c得到驗證。社會規(guī)范的回歸結(jié)果與社會網(wǎng)絡(luò)中弱連接網(wǎng)絡(luò)影響不顯著和社會信任中一般信任的負向影響是相互驗證的，即農(nóng)村受市場經(jīng)濟因素的影響，村民的行為會更注重利益導(dǎo)向。為應(yīng)對“半熟人社會”帶來的沖擊，彼此熟悉的村民會遵循約定俗成的規(guī)則，為了共同的利益形成小團體，屏蔽外部人群，作為一個小的“熟人社會”而在選舉中進行活動。而依據(jù)以往的研究，這一小團體很有可能是普遍存在于農(nóng)村社會的宗族[31]。因此，市場經(jīng)濟與現(xiàn)代化建設(shè)的作用下，村民行動邏輯會發(fā)生一定的轉(zhuǎn)變，但農(nóng)村社會中傳統(tǒng)的小鄉(xiāng)土在一定程度上依然存在。

3.控制變量對自治參與的影響

人力資本中，年齡和受教育年限對自治參與行為的影響均在1%的水平上顯著為正，但年齡和教育的平方項顯著為負。這說明，年齡和受教育年限對村民自治參與行為的影響作用均呈倒U型曲線。年齡的影響同已有研究結(jié)論一致[32]。而關(guān)于教育對中國公民自治參與的影響，已有的研究結(jié)論并不一致[33]。胡榮[22]的研究指出受教育年限在10～12年的參與度最高，但在回歸分析中沒有通過顯著性檢驗。本文的回歸結(jié)果則通過了顯著性檢驗，顯示受教育年限對自治參與的影響呈倒U型曲線，在9.88年達到制高點。制度資本中，政治面貌在1%的統(tǒng)計水平上為顯著正向影響，村民群體中，具有黨員身份的村民會更積極地參與到投票選舉中，這與他們從制度資本中獲得的黨員教育及政治知識關(guān)系密切。

(三)社會資本對村民自治參與影響的性別差異

在此，本文先是依據(jù)性別進行了分樣本回歸，其次是以性別為調(diào)節(jié)變量來檢驗社會資本對自治參與作用的性別差異。在對調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗前，本文對交互項涉及的相關(guān)變量進行了“對中”處理[34]。具體的模型估計結(jié)果見表4。表4中，模型4和模型5進行了分樣本檢驗，模型6加入了以性別為調(diào)節(jié)變量構(gòu)建的交互項。第3列和第5列是分別對應(yīng)模型4和模型5的邊際效應(yīng)。

表4 分樣本回歸與調(diào)節(jié)效應(yīng)的估計結(jié)果

首先來看模型4和模型5，嘗試比較社會資本對自治參與影響的性別差異。一是社會網(wǎng)絡(luò)，女性群體中，弱連接影響不顯著為負向作用，強連接影響顯著為正向作用，這可能與女性擁有更多同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)，更依賴強關(guān)系有關(guān)[35]。雖然女性更依賴強連接，但弱連接還不至于會對女性產(chǎn)生嚴重危害，從而弱連接的負向作用是不顯著的。男性群體中，兩種網(wǎng)絡(luò)對男性均為正向影響，但都不顯著。一方面，男性相比女性更為獨立，對親戚朋友等強網(wǎng)絡(luò)的情感依賴性不強；另一方面，男性與社會的接觸會更廣更深，形成更多異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)，但由于現(xiàn)代社會的復(fù)雜性，男性也不會輕易地去信任依賴弱網(wǎng)絡(luò)。由此，男性群體對于弱連接和強連接均沒有較大的依賴性，盡管會產(chǎn)生正向作用，但都不會顯著。二是社會信任，女性群體中，一般信任為負向作用但不顯著，特殊信任為顯著正向作用，由此可見市場經(jīng)濟作用下農(nóng)村“半熟人社會”特征對農(nóng)村女性具有較為強烈的影響。男性群體中，一般信任為顯著負向作用，特殊信任為顯著正向作用，原因在于男性相比女性會接觸到更多的陌生人，再加上男性偏激的心理特點，這使得男性越不相信陌生人，就越有可能通過選舉參與等途徑來維護自身利益。同時，親戚朋友鄰居等親密網(wǎng)絡(luò)在促進男性選舉參與上發(fā)揮了一定的作用。三是社會規(guī)范，互惠規(guī)范和道德約束對男性均產(chǎn)生顯著正向影響，女性群體中，互惠規(guī)范和道德約束均為正向影響，但道德約束影響不顯著，其從互惠規(guī)范中獲得的邊際效應(yīng)遠高于男性。女性較為依賴強關(guān)系，其同鄰居的互助行為顯著促進了自身的自治參與，但也正是這種強關(guān)系，加上女性處于弱勢，而且相比男性，女性的目光不夠長遠，也更加注重個人、家庭及團組的利益，使得她們更易在選舉中結(jié)成小團體，為共同的利益而抗爭。從而，女性的這種利益狹隘性使得道德約束的影響并不顯著。同時，以上一系列結(jié)果的性別差異，原因還可能是當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)多出現(xiàn)了空心化態(tài)勢，使得留守婦女的數(shù)量增加，其在丈夫外出務(wù)工后社會網(wǎng)絡(luò)發(fā)生了重構(gòu)，相比以往會更加傾向于依賴親戚、朋友和鄰居等強網(wǎng)絡(luò)[36]。

關(guān)于社會資本對自治參與影響的性別差異，如果僅僅進行分組回歸，并比較兩組樣本的回歸系數(shù)，還不能說明這種差異是否能夠通過檢驗，具有顯著性。因此，本文以性別為調(diào)節(jié)變量，分別設(shè)置各維度社會資本與性別變量的交互項，并帶入模型中進行檢驗，考察性別在社會資本對自治參與的影響中是否具有顯著的調(diào)節(jié)作用，如此才能說明同一單位的社會資本作用于男性和女性時是否具有差異性。帶入交互項后的模型如式(2)，回歸結(jié)果見表4中的模型6。社會網(wǎng)絡(luò)中，弱連接和強連接兩個交互項均不顯著，H3a沒有得到驗證。社會信任中，一般信任和特殊信任兩個交互項均不顯著，H3b沒有得到驗證。社會規(guī)范中，道德約束的交互項不顯著，但互惠規(guī)范的交互項顯著，即性別在互惠規(guī)范對自治參與的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用，H3c得到部分驗證。對于以上調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果，只有性別與互惠規(guī)范交互項的系數(shù)顯著，其原因可能是，其他5個變量均是以村民個體為中心而向外擴散的，每個個體的網(wǎng)絡(luò)、信任和道德意識都會因個體的特點而有所差異，其中的交集不明顯，因此在兩性群體中發(fā)揮的影響效應(yīng)是獨立的。而互惠規(guī)范是相互的，表現(xiàn)的是村民在日常生產(chǎn)生活中的互惠行為，是村民彼此間的交集，隱含了村民共同的社區(qū)回憶。在這一互惠網(wǎng)絡(luò)中，男性和女性從中獲得的效應(yīng)強度又會因兩性在心理和性格等方面的差異而有所不同，而女性的心理更加細致，其承擔(dān)的家庭角色也使其因生活瑣事與鄰居發(fā)生更多的互助行為，進而互惠規(guī)范在女性群體中發(fā)揮的正向效應(yīng)會在更大程度上得到強化。因此，相比男性，每單位互惠規(guī)范對女性自治參與的作用更大。對于女性群體來說，較高的互惠規(guī)范水平可以顯著減弱性別差異對自治參與行為的負面影響。從而，農(nóng)村女性通過強連接網(wǎng)絡(luò)和特殊信任，同鄰居朋友間建立起互惠互助網(wǎng)絡(luò)，基于共同利益在村域選舉中形成小團體，女性在這種小團體中力量得以增強，她們?yōu)樽陨淼睦娑c其他團體乃至男性展開競爭。這說明社會資本能在一定程度上彌合選舉參與的性別差異，也進一步解釋了上文關(guān)于社會資本并非影響選舉參與性別差異的初步判斷。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證模型估計結(jié)果的可靠性，本文還對主模型進行了穩(wěn)健性檢驗，主要采用了以下兩種方式。第一種是變量替換[37]。此處將強連接網(wǎng)絡(luò)和特殊信任的測量指標分別替換為能夠與其討論重要問題的人數(shù)和對親戚朋友的信任。第二種是增加變量[38]。此處在主模型的基礎(chǔ)上，增加了控制變量，通過設(shè)置虛擬變量進一步控制村民所從事的行業(yè)。具體的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表5。以上兩種穩(wěn)健性檢驗方式的檢驗結(jié)果分別對應(yīng)表5中的模型7和模型8，模型3為表3中主模型的回歸結(jié)果，呈現(xiàn)在表5中以方便比較。由于篇幅限制，表5中僅報告了核心變量的回歸結(jié)果。經(jīng)過比較，可以發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健性檢驗的各模型中，各維度核心變量的作用方向與模型3一致，顯著性檢驗結(jié)果也趨于一致，表明本文的模型估計結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文利用CLDS2016數(shù)據(jù)，基于6 174個樣本，運用Logit回歸模型，從性別差異的視角，實證分析了社會資本對村民自治的影響機理。得出的研究結(jié)論如下：

(1)男性村民和女性村民的社會資本和自治參與確實存在顯著差異，女性社會資本偏少，自治參與率偏低；

(2)社會資本是影響村民自治參與的重要因素，強連接網(wǎng)絡(luò)、特殊信任、社會規(guī)范對自治參與具有顯著促進作用，一般信任對自治參與則起到顯著抑制作用，弱連接網(wǎng)絡(luò)為負向影響但不顯著；

(3)分組回歸發(fā)現(xiàn)，強連接網(wǎng)絡(luò)、特殊信任和互惠規(guī)范對女性村民自治參與具有顯著促進作用，社會信任和社會規(guī)范對男性村民影響顯著，但一般信任對男性村民為顯著抑制作用；

(4)性別在互惠規(guī)范對村民自治參與的影響中具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即較高的互惠規(guī)范水平可以顯著減弱性別差異對自治參與行為的負向影響，而在社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和道德約束中，并未發(fā)現(xiàn)性別的調(diào)節(jié)作用。

隨著社會流動性的增強，在市場經(jīng)濟的影響下，農(nóng)村逐漸由封閉型社會轉(zhuǎn)向“半熟人社會”。為應(yīng)對這一變化，村民在自治參與中的行動邏輯也發(fā)生轉(zhuǎn)變。村民越不信任陌生人，就越有可能通過自治參與這一途徑推舉代表自己利益的能人來維護自身權(quán)益。同時，他們在自治參與中也更加依賴親密關(guān)系和特殊信任，這一點在女性群體中尤為突出。女性村民為應(yīng)對外界的不利影響，傾向于在自治中依靠互助互惠網(wǎng)絡(luò)形成小團體，以增強自身在自治活動中的力量和地位。從而，本文認為政府應(yīng)重視對鄉(xiāng)村場域社會資本的培育，培育途徑主要有以下4點：

第一，提升村民在村莊公共事務(wù)中的參與度。村莊公共事務(wù)事關(guān)每一個村民主體的利益，是培育鄉(xiāng)村社會資本的重要契機。需促進村民積極參與村莊建設(shè)，鼓勵其在參與過程中以村莊一份子的身份充分表達意見和訴求，強化村民相互間的交流溝通。從而增進村民間的相互精神和村莊歸屬感，使村民樹立公共精神。

第二，培育和發(fā)展農(nóng)村社會組織。農(nóng)村社會組織作為村民的集中場所，是培育村莊社會資本的重要載體。需要對其進行針對性的培育發(fā)展，提供相應(yīng)支持，拓展發(fā)展空間。針對農(nóng)村女性的行為特點，可以考慮將農(nóng)村女性的互助互惠網(wǎng)絡(luò)發(fā)展為非正式組織，使農(nóng)村女性組織化，培育發(fā)展農(nóng)村女性組織，讓農(nóng)村女性可以借助集體力量維護自身權(quán)益。

第三，完善村規(guī)民約，強化制度信任和一般信任。熟人社會中通過較為便利的相互監(jiān)督約束構(gòu)建特殊信任，但在半熟人社會中，村民相見不相識，更需借助外部力量強化制度信任和一般信任。對此，可以借助村規(guī)民約形成普遍的制度約束，建立村民日常行為準則，促使村民遵守道德規(guī)范。

第四，豐富農(nóng)村女性社會資本，縮小村民社會資本的性別差異。農(nóng)村女性在鄉(xiāng)村場域中扮演多重角色，特別是在家庭中作為妻子、兒媳和母親承擔(dān)了較重的家庭負擔(dān)，無暇拓展社會資本。因而需創(chuàng)造機會使其更多參與到農(nóng)村公共事務(wù)中，轉(zhuǎn)變村民觀念，平衡農(nóng)村女性在家庭、工作和社區(qū)三個情境中的角色，鼓勵農(nóng)村女性走出家庭，在鄉(xiāng)村治理行動中發(fā)揮作用。