方 帥

（華中師范大學 中國農(nóng)村研究院，武漢 430079）

一、問題提出與文獻回顧

中國的村民自治制度肇始于上世紀80年代，作為中國農(nóng)民的一項偉大創(chuàng)舉［1］，至今已過而立之年。在這三十多年里，學界對村民自治的研究雖然也曾“遇冷”，但是從未中斷。不僅如此，為進一步推進村民自治制度有效落地，中央一號文件于2014年和2015年先后提出要“探索村民自治有效實現(xiàn)形式”，黨的十九大報告更是進一步指明要在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下實現(xiàn)基層的治理有效。近年來，為破解村民自治制度在實踐中遇到的困境，一批學者也紛紛對此展開過深入研究。其中，以徐勇教授為代表的華中師范大學中國農(nóng)村研究院團隊貢獻頗豐。如徐勇與趙德健提出當下中國農(nóng)村應“找回自治”［2］；鄧大才認為利益相關作為產(chǎn)權基礎，能夠有效實現(xiàn)村民自治［3］；任路認為農(nóng)村作為一個熟人社會，文化相連可作為村民自治有效實現(xiàn)形式的文化基礎［4］；李松有則指出村民自治更重要的是群眾參與［5］。當然，還有學者認為基層黨建創(chuàng)新可推動村民自治有效實現(xiàn)［6-7］。不難發(fā)現(xiàn)，上述前沿成果均從村民自治有效實現(xiàn)形式的維度展開，而未從村民自治參與的影響因素進行過討論。

村民自治作為政治參與的重要組成部分，學界對其影響因素的研究其實早已有之，大致可以歸結(jié)為七類視角：一是經(jīng)濟視角。美國學者安·奧勒姆認為，人們的經(jīng)濟地位和政治參與之間存在著某種關聯(lián)性，當一個人的經(jīng)濟地位越高，其政治參與的概率就越大［8］。維巴等人同樣提出，社會經(jīng)濟地位決定著投票者的行為選擇［9］。國內(nèi)部分學者亦有類似結(jié)論，如胡榮認為“村民相對生活水平的高低對他們在選舉中的參與有顯著影響”［10］；朱濤等人發(fā)現(xiàn)，村民收入越高，表明政治參與的物質(zhì)支撐越牢固，從事民主選舉的精力與時間就會越豐富［11］。二是組織視角。徐勇指出，“農(nóng)民組織化的社會發(fā)育程度影響著村民自治的績效［12］”；Xu Yiqing和 Yao Yang研究發(fā)現(xiàn)，宗族組織對村民自治的公共物品供給具有正面影響［13］；而李婷［14］與張超［15］認為派系對村民自治有著反向影響。三是文化視角。有學者認為社會文化和村域內(nèi)部文化影響著村民的政治態(tài)度和政治行為，尤其是宗教文化［16］。進一步去看，農(nóng)村傳統(tǒng)的政治文化由于其保守性造成了村民民主觀念、自治主體意識與公共觀念缺失，進而使得村民自治參與不足［17］。四是政治資本視角。Kenneth Newton將政治資本看作是公民的政治信任、政治參與、政治寬容、公民義務、公眾興趣和對政治制度的信心等［18］。薛風平與王義就認為“政治信任是決定行為投入的前提條件和基礎，是影響參與水平的重要心理認知”［19］。五是單元視角。黃振華從單元對稱性考察對村民自治的影響，他發(fā)現(xiàn)“當產(chǎn)權單元偏離自治單元時，村民自治的治理績效會弱化；當產(chǎn)權單元與自治單元一致時，則會促進內(nèi)生自治組織的產(chǎn)生與培育，進而提高村民自治的治理績效”［20］。六是人口學視角。如沃爾雷蒙德和羅森斯研究發(fā)現(xiàn)，教育是政治參與重要的有效預測指標，一般來說，人們受教育程度與其參加選舉的概率成正比［21］。蔣研川和劉佳研究發(fā)現(xiàn)，政治面貌對中國大學生的政治參與有顯著影響［22］。七是綜合因素影響視角。如有學者認為，農(nóng)民的自身素質(zhì)、國家的政治、經(jīng)濟與社會環(huán)境共同影響著農(nóng)民的民主選舉參與行為［23-24］；還有學者研究發(fā)現(xiàn)，年收入水平、教育年限、社區(qū)服務需求多樣化、自評管理技能水平、閑暇時間和公共服務意識程度均對農(nóng)戶自治參與意愿產(chǎn)生顯著性影響［25］。

通過梳理可以發(fā)現(xiàn)，上述成果既在前人既有成果的基礎上推進了研究，又以新的研究視角拓寬了研究范疇，可以說學者們對村民自治影響因素的研究作出了卓越貢獻。然而不可回避的是，既有成果中并未有學者從政策滿意度的視角出發(fā)研究其對村民自治參與的影響。但不得不承認的是，當下中國仍作為一個農(nóng)業(yè)人口占絕大多數(shù)的國家［26］，其涉農(nóng)政策與農(nóng)民的生活密切相關，我們有理由大膽猜測農(nóng)民對涉農(nóng)政策的滿意度在一定程度上會影響村民自治的參與。鑒于此，筆者擬以263個行政村3844位農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎，探討涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與的影響。

二、理論基礎與研究假設

政策滿意度指的是政策接受方對國家公共性政策的制定與執(zhí)行給出的態(tài)度反饋和滿意度評價。從既有文獻去看，專門對涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與關系的研究尚不多見。不過，以政策滿意度為自變量，研究其對因變量影響的成果卻不在少數(shù)。

從“國家—個人”的研究視角去看，一方面，公民對公共政策的滿意度會影響國家治理的績效。朱進芳研究發(fā)現(xiàn)，政策自身有效性和執(zhí)行有效性的水平如果高，則會增強國家治理能力，反之則會嚴重削弱國家治理能力［27］。盧海陽等人指出，公共政策滿意度對民眾的中央政府信任有顯著的正向影響［28］。另一方面，公民的政策滿意度亦會影響其個體的行為選擇。陸士楨與王蕾認為，人的行為產(chǎn)生都會受到主觀規(guī)范的影響，在這里，“主觀規(guī)范”是指個人在決定是否實施特定行為時所感受到的社會壓力或依從動機［29］。祝仲坤從住房保障政策著手，研究發(fā)現(xiàn)“公眾對住房保障政策的滿意度會影響其個體的行為選擇”［30］；寧德鵬和葛寶山通過研究創(chuàng)業(yè)政策滿意度與創(chuàng)業(yè)行為的關系發(fā)現(xiàn)，“稅收優(yōu)惠政策滿意度以及配套措施政策滿意度顯著負向影響創(chuàng)業(yè)意向；創(chuàng)業(yè)環(huán)境政策滿意度顯著正向影響創(chuàng)業(yè)意向”［31］；鄭永蘭與王寶榮研究發(fā)現(xiàn)，戶籍政策、就業(yè)政策、住房保障政策、社會保障政策、教育政策對市民化意愿有影響且呈現(xiàn)正相關狀態(tài)，即政策滿意度越高越愿意市民化［32］。

從對三農(nóng)領域的影響去看，既有研究同樣聚焦在兩個方面：一是涉農(nóng)政策滿意度對農(nóng)業(yè)經(jīng)營的影響。原正軍與馮開文指出，持續(xù)推動農(nóng)業(yè)領域生產(chǎn)要素的制度創(chuàng)新可促成農(nóng)業(yè)內(nèi)生的發(fā)展動力［33］；從農(nóng)業(yè)補貼政策分析，羅萬純認為，只有出臺并完善農(nóng)業(yè)補貼相關的配套政策，才能調(diào)動農(nóng)民的種糧積極性［34］；曹蘭芳等學者［35］與趙靜等人［36］通過研究林改政策滿意度發(fā)現(xiàn)，林改配套政策滿意度較高，則能夠?qū)r(nóng)戶的林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營起到重要的牽引作用，不過，農(nóng)戶不同林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營行為對各林改配套政策的感知度有所差異。二是涉農(nóng)政策滿意度對農(nóng)村治理的影響，大致可以分為三個方向：其一，對村民選舉與投票的影響。裴志軍與陳珊珊將涉農(nóng)政策滿意度看成是制度績效，他們發(fā)現(xiàn)，制度滿意度和治理績效感知能顯著地正向影響村民參與村莊選舉的積極性，且治理績效感知在制度滿意度對村民選舉參與的影響中發(fā)揮中介作用［37］。鄭廣琯［38］同樣對此展開過研究。其二，對征地執(zhí)行的影響。李玉嬌通過質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，在征地過程中，農(nóng)民作為直接的利益承擔者，其對征地政策的主觀評價對征地政策的執(zhí)行效果和進度具有重要影響［39］。其三，對基層矛盾調(diào)解的影響。一般而言，在政策制定與執(zhí)行過程中協(xié)商程度較高，則矛盾糾紛就會減少。而協(xié)商過程往往能夠影響農(nóng)民對政策的滿意程度。因此，有學者通過研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對政策的滿意度能夠有效避免激化基層社會矛盾［40］。

通過梳理可以發(fā)現(xiàn)，公眾對公共政策的滿意度對國家治理、個人行為、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營與基層治理具有部分影響?；诖?，本文以樣本數(shù)據(jù)為基礎，嘗試從涉農(nóng)政策滿意度切入，在“心理—行為”的分析框架下，深入研究其對村民自治參與的影響，并提出研究假設：涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與具有顯著的正向影響，即涉農(nóng)政策滿意度越高，其參加村民自治的可能性就會越大。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本特征

此項研究的數(shù)據(jù)來源于華中師范大學政治科學高等研究院（中國農(nóng)村研究院）“百村（居）觀察”項目組2017年對全國31個省（含直轄市與自治區(qū)）3844位農(nóng)民的樣本數(shù)據(jù)。

表1 樣本農(nóng)民的背景特征

如表1所示，在此次調(diào)研的3844位樣本農(nóng)民中，來自東部農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)民所占比重為26.12%、中部地區(qū)的農(nóng)民占比為46.41%、西部地區(qū)的占比為27.47%；從性別比例看，女性農(nóng)民占比為26.95%，男性則占到了73.05%；從年齡結(jié)構看，30歲以下及30—39歲的農(nóng)戶累計占比為6.86%、40—49歲的占比為20.06%、50—59歲的占比為31.76%、60歲及以上的占比為41.31%；從民族狀況看，漢族農(nóng)民占到了86.29%，而少數(shù)民族農(nóng)民占比為13.71%；從婚姻情況看，已婚農(nóng)民與其他婚姻狀況的農(nóng)民占比分別為89.78%和10.22%；從政治面貌看，黨員農(nóng)民占比為23.39%，非黨員農(nóng)民占比為76.61%；從政治身份分析，普通農(nóng)民占比為87.02%，村干部占比為12.98%；從學歷層次看，小學和初中學歷的農(nóng)民占比最大，分別為36.72%和38.80%?？傮w而言，此次抽樣調(diào)查較為科學，能較為有效地反映樣本的差異性，符合統(tǒng)計學的分析要求。

（二）變量設置與概念化操作

1.因變量。本項研究的因變量是農(nóng)民參與村民自治的狀況，而根據(jù)現(xiàn)有研究的常用考察指標［41］，村民自治主要表現(xiàn)為“五個民主”，即民主選舉、民主管理、民主決策、民主監(jiān)督和民主協(xié)商。這五項內(nèi)容均以具體的題目反映在問卷中，即“您是否參與～”，答案設置為“是、否、記不清”?；谘芯啃枰?，筆者將選項“記不清”剔除①，并對其余兩個選項進行虛擬化處理，將“是”賦值為1，“否”賦值為0。同時，鑒于以五項具體內(nèi)容作為因變量考察村民自治的參與較為復雜，為了研究的便捷性，筆者運用SPSS主成分因子分析法②進行降維處理，并將其命名為“村民自治因子”。

2.解釋變量。本項研究的解釋變量主要包括核心自變量和控制變量，其中，核心自變量為農(nóng)民對涉農(nóng)政策的滿意度。由于我國涉農(nóng)政策項目相對較多，與農(nóng)民日常生活關系較為密切的大體可歸納為九項，分別為：農(nóng)村土地確權政策、農(nóng)村土地征用政策、農(nóng)村生二胎新政策、家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制、農(nóng)村戶籍制度、新型農(nóng)村養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療、農(nóng)村最低生活保障和農(nóng)業(yè)補貼政策。在問卷中，分別對這九類政策進行滿意度考察，答案設置為“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”。同樣，鑒于自變量項目較多，筆者采取主成分因子分析法③對其降維處理，共得出兩大公因子。其中，前五類政策為一個因子，后四類政策為另一個因子，分別將其命名為“綜合性政策滿意度”和“保障性政策滿意度”。

3.控制變量。根據(jù)既有的定量研究經(jīng)驗，本文選取的控制變量主要包括：性別（男性=1，女性=0）、年齡（連續(xù)變量）、教育水平（連續(xù)變量）、職業(yè)（農(nóng)業(yè)勞動者=1，非農(nóng)勞動者=0）、政治面貌（黨員=1，非黨員=0）和家庭年收入（取對數(shù)）。此外，考慮到農(nóng)戶的家庭性質(zhì)可能會部分地影響村民自治的參與狀況，因此，本文將“是否為低保戶、五保戶”納入到控制變量范疇。

（三）模型建構

為了定量研究涉農(nóng)政策滿意度與控制變量是否影響村民自治的參與，特建立如下函數(shù)關系：

Y（村民自治參與）=F（涉農(nóng)政策滿意度，控制變量）+δ （1）

由于研究的因變量為村民自治參與因子得分，屬于連續(xù)變量，同時，自變量又屬于二分類變量和連續(xù)變量，因此本研究擬采用多元線性回歸（方程2）。為了驗證研究假設，將建立以下納入各變量后的線性回歸模型方程：

以上Y代表因變量，即農(nóng)民的村民自治參與；X1表示核心自變量涉農(nóng)政策滿意度；β1代表自變量的回歸系數(shù)；Wi表示一系列控制變量；βn表示各控制變量的回歸系數(shù)；a為常數(shù)，εi為隨機誤差項。

（四）描述性統(tǒng)計④

一是涉農(nóng)政策滿意度得分的均值比較。通過將因子得分進行百分制轉(zhuǎn)換⑤，對綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度進行均值比較研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)民對綜合性政策滿意度的因子得分值為59.1422分，而對保障性政策滿意度的因子得分值為70.0469分，二者相差10.9047分。這意味著我國農(nóng)民對涉農(nóng)的綜合性政策滿意度得分相對較低，而對保障性政策的滿意度較高。這就說明政府在推行綜合性政策過程中還有較大的優(yōu)化和改進空間。

二是村民自治的參與現(xiàn)狀。從民主選舉層面看，在3674個有效樣本中，表示參加過上一屆換屆選舉的農(nóng)民占比為83.89%，表示未參加的比重為16.11%；從民主管理維度分析，在2861個有效樣本中，表示參加過民主管理的農(nóng)民占比為73.02%，而表示未參加過民主管理的占比為26.98%；從民主決策看，在3601個有效樣本中，參加過民主決策的農(nóng)民占比達76.06%，而未參加過的農(nóng)民占比為23.94%；從民主監(jiān)督方面考察，在2227個有效樣本中，表示參加過民主監(jiān)督的農(nóng)民占比為40.14%，而未參加過的比重將近六成，高于前者19.72%；最后從民主協(xié)商層面分析，表示參加過民主協(xié)商的農(nóng)民占比為23.53%，而未參加過的占比超過七成。不難發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)民對于民主選舉、民主管理與民主決策的能力相對更強，而對于民主監(jiān)督與民主協(xié)商的參與能力則較為不足。

四、涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與影響的回歸估計

（一）涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與

借助SPSS分析軟件，運用多元線性回歸模型對涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與的關系進行估計。首先利用VIF（方差膨脹因子）方法對解釋變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示VIF均小于2（根據(jù)統(tǒng)計學要求，當0＜VIF＜10時，模型的解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性，估計結(jié)果可以接受），說明本文模型不存在共線性問題。為了保證模型的穩(wěn)健性，文章采取解釋變量遞進回歸的方法，將人口學變量作為控制變量與核心解釋變量依次放入回歸模型中，得出2個回歸模型：模型1只包含控制變量，模型2在模型1的基礎上加入涉農(nóng)政策滿意度變量，整個回歸模型的DW值為1.927，表明模型整體解釋力較好（見表2）。從調(diào)整后R方可以看出，模型1的擬合度為17.8%；加入涉農(nóng)政策滿意度變量后，模型2的擬合度上升到19.3%，說明涉農(nóng)政策滿意度變量對因變量具有部分影響。

表2 涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與影響的多元線性回歸估計結(jié)果

在模型1中，農(nóng)民的性別、受教育水平、政治面貌和是否為低保戶對農(nóng)民的村民自治參與具有顯著影響。其中，性別、受教育水平和政治面貌的估計系數(shù)顯著為正，而是否為低保戶的估計系數(shù)顯著為負，這就說明前者對村民自治的參與為正向影響，后者與村民自治參與之間呈負相關。具體來看，相對于女性農(nóng)民而言，男性農(nóng)民參加村民自治的概率就會越高。從受教育層次看，農(nóng)民受教育水平每增加1個單位，其參加村民自治的可能性就會增加0.8%；換言之，農(nóng)民的受教育水平愈高，其參加村民自治的概率就會愈大。從政治面貌分析，黨員農(nóng)民相對于非黨員農(nóng)民而言，其參加村民自治的可能性更大。另外，低保戶家庭的農(nóng)民相對于非低保戶家庭的農(nóng)民來說，其參加村民自治的概率要小，原因可能在于其中存在某些不可抗力因素，如身體條件。上述四個變量在模型2中與村民自治參與的顯著性關系并未發(fā)生根本性變化，說明這四大要素對農(nóng)民參與村民自治的影響較為穩(wěn)定。此外，農(nóng)民的年齡、職業(yè)、是否為五保戶和家庭年收入對村民自治的參與沒有顯著性影響。

在模型2中，我們引入了綜合性政策滿意度和保障性政策滿意度兩個變量。結(jié)果顯示，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對村民自治參與均有顯著的積極影響。一方面，農(nóng)民對綜合性政策滿意度愈高，其參加村民自治的概率就會愈大。具體而言，農(nóng)民對綜合性政策滿意度每增加1個單位，其參加村民自治的概率就會增加0.025倍。另一方面，農(nóng)民參加村民自治的概率會隨著其對保障性政策滿意度的增加而增加，即農(nóng)民對保障性政策滿意度每增加1個單位，其參加村民自治的概率就會提高0.024倍。這也就驗證了研究假設：農(nóng)民對涉農(nóng)政策滿意度越高，其參加村民自治的可能性就會越大。同時，這也與過去的既有理論保持一致，即“政策因素表現(xiàn)出明顯的功能性驅(qū)動，對國家治理績效具有顯著的影響”［42］。

（二）涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與的異質(zhì)性

一般而言，人口學⑥差異會帶來個體的行為選擇差異。同時，我們假設不同家庭經(jīng)濟狀況下的個人采取的行為選擇也會有差異。因此，接下來本文將進一步探討涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與關系關于性別、年齡和家庭年收入的異質(zhì)性。

如表3所示，從性別分組的回歸結(jié)果分析，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對男性農(nóng)民的村民自治參與均有顯著影響，但在女性樣本回歸中，綜合性政策滿意度與村民自治參與則無顯著性關系，且回歸系數(shù)為負值。原因可能在于相較于女性農(nóng)民來說，男性農(nóng)民對綜合性政策滿意度的感知力更強。從年齡分組的估計結(jié)果去看，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對老年農(nóng)民的村民自治參與影響更顯著，對青年農(nóng)民的村民自治參與均無顯著性影響，而對中年農(nóng)民參與村民自治有顯著影響的為保障性政策滿意度?？赡艿慕忉屖?，青年農(nóng)民相對于中老年農(nóng)民而言，其對政策影響的感受程度較淺，而中老年農(nóng)民對生活的閱歷較為豐富，對政策的影響感受程度較深，這種不同認知往往會帶來不同的行為選擇以及不同行為選擇的參與程度。從家庭年收入分組回歸結(jié)果估計，涉農(nóng)政策滿意度在中等收入家庭組的回歸系數(shù)顯著，而對高收入家庭組的農(nóng)民的影響并不顯著。這就說明，對于高收入家庭的農(nóng)民來說，不論是綜合性政策滿意度還是保障性政策滿意度，對其村民自治參與的行為選擇影響均不明顯；而對于中等收入家庭農(nóng)民而言，兩類政策對其村民自治參與均有積極的促進作用。此外，就低收入家庭的農(nóng)民而言，綜合性政策滿意度對其村民自治參與影響不太顯著，而保障性政策滿意度對其參與村民自治有正面的激勵作用。這可能是由于低收入家庭的農(nóng)民囿于經(jīng)濟條件有限，其更加關心保障性的涉農(nóng)政策，如若滿意度較高，則其政治參與的積極性就會提升。

表3 涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與的個人特征異質(zhì)性分析

（三）穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與影響結(jié)果的穩(wěn)健性，本文依據(jù)“五個民主”進行分項回歸估計⑦，從而避免可能存在的將五項內(nèi)容進行降維后的因子得分帶來的結(jié)果誤差。如表4所示，在控制其他自變量不變的前提下，除了綜合性政策滿意度對民主協(xié)商不存在顯著影響外，涉農(nóng)政策滿意度對五個民主均存在顯著性影響水平，且回歸系數(shù)均為正，與表2結(jié)果基本一致。這也就進一步驗證了表2的研究結(jié)果，即農(nóng)民對綜合性政策與保障性政策的滿意度越高，其參加村民自治的可能性就會越大。進一步挖掘研究數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，綜合性政策滿意度對民主決策的影響系數(shù)最大，系數(shù)值為0.171；而保障性政策滿意度對民主監(jiān)督的影響系數(shù)最大，系數(shù)值為0.298。這可能說明，綜合性涉農(nóng)政策與保障性涉農(nóng)政策相對來說更能調(diào)動農(nóng)民參與民主決策和民主監(jiān)督的積極性與主動性?？傮w而言，本文的研究結(jié)果相對而言較為穩(wěn)健。

（四）涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與的影響路徑

根據(jù)前文的實證研究可以發(fā)現(xiàn)，涉農(nóng)政策滿意度在一定程度上能夠優(yōu)化村民自治的參與程度。但是，既有研究提示我們，一般而言，政治信任、政府信任等是影響公民政治參與的重要變量［43］。那么，這就啟發(fā)我們進一步思考涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間是否存在著中間變量。換言之，涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與的影響途徑究竟是什么？

張川川與胡志成認為，村民對當?shù)卣男湃纬潭扰c民主選舉之間呈顯著性水平［44］。孫昕等人認為，影響村民參加村委會選舉的一個重要因素是村民對政府的政治信任程度［45］。同時，還有學者研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民對政策的滿意程度對其政府滿意度有正向的顯著性影響［46］?；诖耍梢约俣ㄞr(nóng)民的政府滿意度在涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間起著中介調(diào)節(jié)作用。接下來，我們引入政府滿意度這一中介變量。鑒于問卷中的題項涉及到中央政府、省級政府、市縣兩級政府與鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府四個等級的滿意度，答案設置為“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”，在此依舊采取因子分析法⑧提取一個公因子“政府滿意度因子”。首先，我們考察涉農(nóng)政策滿意度對農(nóng)民政府滿意度的影響情況，緊接著考察涉農(nóng)政策滿意度與農(nóng)民政府滿意度對村民自治參與的影響。

如表5所示，綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度對農(nóng)民政府滿意度的影響系數(shù)均為正，且顯著性水平均為0.000，這就是說涉農(nóng)政策滿意度對農(nóng)民的政府滿意度有正向影響，即綜合性政策滿意度與保障性政策滿意度越高，農(nóng)民對政府的滿意度亦會越高。進一步去看，在表6中，在控制其他自變量不變的情況下，當加入政府滿意度變量時，保障性政策滿意度對村民自治參與的影響水平并未發(fā)生根本變化（P≤0.01），但是綜合性政策滿意度對村民自治參與的影響水平卻發(fā)生了明顯改變（P＞0.05）。這就說明，農(nóng)民的政府滿意度在保障性政策滿意度與村民自治參與之間起到了中介“橋梁”作用，且中介效應占到了總效應的52%；而其在綜合性政策滿意度與村民自治參與之間并未起到中介作用。這就從另一個層面說明，綜合性政策滿意度對村民自治參與的影響并不穩(wěn)定；而保障性政策與民生息息相關，其更能影響農(nóng)民對政府的滿意度水平，因此對村民自治參與的影響相對來說更為穩(wěn)定。

表4 穩(wěn)健性檢驗

表5 涉農(nóng)政策滿意度與農(nóng)民對政府滿意度的關系

表6 涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與的影響途徑

五、結(jié)論與討論

涉農(nóng)政策滿意度是農(nóng)民在特定時期對政府制定并實施的與“三農(nóng)”領域息息相關的政策作出的主觀評價，這種滿意度評價對農(nóng)民的政治參與，尤其是對村民自治的參與有著不可忽視的影響。本研究通過對既有文獻的梳理，利用2017年“百村（居）觀察”數(shù)據(jù)，對涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間的關系進行實證性研究，得出以下基本結(jié)論：一是涉農(nóng)政策滿意度可歸因為綜合性政策滿意度和保障性政策滿意度。其中，農(nóng)民對保障性政策滿意度的因子得分相對更高，分值約為70分；而農(nóng)民對綜合性政策滿意度的因子得分則相對較低，分值不到60分，二者相差10個分值。這就啟示我們，農(nóng)民對國家推行的綜合性涉農(nóng)政策滿意度還有較大的優(yōu)化與提升空間，基層政府在落實綜合性涉農(nóng)政策時應當注意方式方法。二是涉農(nóng)政策滿意度與村民自治參與之間呈顯著的正相關關系。在保持控制變量不變的情況下，農(nóng)民對涉農(nóng)政策滿意度越高，其參與村民自治的可能性就會越大，村民自治有效性就會越強；反之，農(nóng)民對涉農(nóng)政策滿意度越低，其參與村民自治的可能性就會越小，村民自治有效性就會越弱。進一步去看，涉農(nóng)政策滿意度對男性、老年、中等收入家庭農(nóng)民的村民自治參與有更大的積極影響。此外，從影響路徑看，保障性政策滿意度主要通過提高農(nóng)民的政府滿意度來增強農(nóng)民參與村民自治的積極性，而綜合性政策滿意度通過這一路徑影響村民自治參與的表現(xiàn)并不明顯。

根據(jù)研究結(jié)論，啟示我們至少應從以下兩方面來著手提高農(nóng)民對涉農(nóng)政策的滿意度，進而促進村民自治的有效性。一是應完善涉農(nóng)領域的相關政策。這就暗含有三層含義：第一，在政策制定時，要充分做好頂層設計工作，確保政策能夠有效落地且可操作；第二，在政策具體執(zhí)行時，需注重政策落實的方式方法，切不可強制盲目；第三，在政策推行后，應注意及時跟進，階段性地收集農(nóng)民和村干部的意見與態(tài)度，并漸進地進行調(diào)適。與此同時，還應做到因地、因情制宜，避免“一刀切”。在這里，尤為需要引起關注的是綜合性涉農(nóng)政策，如土地確權政策、土地征用政策等。二是注重提高農(nóng)民的受教育水平，不斷強化其政治認知能力和政治參與水平。一般而言，農(nóng)民受教育層次越高，其對涉農(nóng)政策的理解與吸收能力就會越強，政治認知和政治參與的水平就會相應提高［47］。此外，從村民自治本身去看，基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府和村兩委干部要善于利用政策效應激發(fā)村民參與到村民自治的自我管理、自我教育和自我服務中去，以此強化干群關系，推進鄉(xiāng)村振興。

最后，在上述研究發(fā)現(xiàn)基礎上，可做進一步延伸性討論。中國政治的本質(zhì)是農(nóng)民政治［48］。其中，涉農(nóng)政策作為一種公共性政策，其議程設置與執(zhí)行效果深刻影響著基層農(nóng)民群眾政治參與的深度、廣度和效度。理論上看，基層在落實涉農(nóng)政策過程中，若無法令農(nóng)民群眾滿意，則會使這一公共性政策的初衷與目標大打折扣，進而會影響其參與村民自治的積極性和主動性；相反，若能夠令農(nóng)民群眾滿意，則會透過這一公共性政策強化其對上級政府的信心，進而會相應地深化其對基層政治的認可度，更有利于推動其參與至村民自治場域中。當然，需要說明的是，村民自治的有效參與受多重因素影響，涉農(nóng)政策滿意度僅是其中的影響因素之一。但這并不是說涉農(nóng)政策滿意度對村民自治參與的影響不太重要，相反，每一個影響村民自治有效參與的因素都不容忽視。期待學者們在未來能進一步推進并豐富村民自治有效參與的相關研究。

注釋：

① 因選擇“記不清”選項的樣本量較少，剔除后不影響總體樣本。

② 因篇幅有限，文中不再附表，如有需要，可向筆者索取。Bartlett的檢驗顯著性水平為0.000，KMO=0.705。

③ 因篇幅有限，文中不再附表，如有需要，可向筆者索取。Bartlett的檢驗顯著性水平為0.000，KMO=0.897。

④ 因篇幅有限，文中不再附表。如有需要，可向筆者索取。

⑤ 轉(zhuǎn)換公式為：轉(zhuǎn)換后的因子值=（原因子得分+X）*Y。其中，Y=99/（原因子得分最大值-原因子得分最小值），X=1/Y-原因子得分最小值。

⑥ 由于人口學變量相對較多，筆者在此采用較為常用的關鍵性自變量，即性別、年齡與經(jīng)濟狀況作為研究參考。

⑦ 鑒于“五個民主”的分項內(nèi)容作為因變量時的選項為二分類變量，此處的穩(wěn)健性檢驗模型采用的是二元logistic回歸分析法。

⑧ 因篇幅有限，文中不再附表。如有需要，可向筆者索取。Bartlett的檢驗顯著性水平為0.000，KMO=0.671。