2025年4月14日星期一
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摘要

目的

基层治理共同体能否形成，公众参与是关键。深入分析农户民主决策参与意愿的影响因素对完善乡村自治，实现治理有效具有重要意义。

方法

文章基于2019年中国社会状况综合调查（CSS2019）数据，综合运用Logistic回归、中介效应和调节效应检验方法，分析社会资本对农户民主决策参与意愿的影响及作用机制。

结果

（1）社会资本对农户民主决策参与意愿具有显著的正向影响，能够有效促进农户民主参与。（2）政治效能感是社会资本影响农户民主决策参与意愿的中介变量，其间接影响占比为 78.1%。（3）收入水平在政治效能感对农户民主决策参与意愿影响过程中发挥调节作用。农户收入水平越高，政治效能感对其民主决策参与意愿的促进作用越强。

结论

社会资本、政治效能感和收入水平是影响农户民主决策参与意愿的重要因素，应重视农户社会资本的培育和提升，努力提高农户政治效能感和收入水平。

关键词

社会资本; 政治效能感; 民主决策; 参与意愿; 有调节的中介效应模型

0 引言

乡村治理是国家治理体系的重要组成部分，是新时代乡村振兴的基础和前提，事关农村和谐稳定和发展大局。随着城乡要素的快速流动，农村社会、经济结构发生了深刻变革，传统的乡村格局逐步被打破，乡村发展与治理面临许多困难和挑战。2021年中共中央国务院发布的《关于加强基层治理体系和治理能力现代化建设的意见》强调，要建设人人有责、人人尽责、人人享有的基层治理共同体。然而，受诸多历史和现实因素制约，现阶段我国农民参与乡村治理的主动性和积极性相对较弱，广度和深度尚且不足，与国家倡导的构建共建共治共享的基层治理新格局目标还存在较大差距。因此，提升农民乡村治理参与度，充分发挥农民在乡村治理中的主体地位是实现多元共治格局的关键环节。

近年来，学界围绕农民乡村治理参与行为和意愿及其影响因素展开了大量研究。从乡村治理参与行为来看，已有文献主要聚焦于民主选举^[

1]、环境整治^{[参考文献 2

百度学术}2]、公共品供给^{[参考文献 3

百度学术}3]、耕地保护^{[参考文献 4

百度学术}4]、矛盾治理^{[参考文献 5

百度学术}5]等主题。根据是否有公共议题和是否参与决策过程，治理参与行为可划分为强制性参与、自发性参与、引导性参与和计划性参与^{[参考文献 6

百度学术}6]；也有学者根据参与动机，将其划分为利己型参与和普惠型参与^{[参考文献 7

百度学术}7]。就乡村治理参与意愿及其影响因素而言，学者们从不同角度进行了许多有益的探索。从内部来看，形成了以农户性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、政治面貌^{[参考文献 8

百度学术}8]、工作经历^{[参考文献 9

百度学术}9]等个体特征和人口结构^{[参考文献 10

百度学术}10]、劳动力数量^{[参考文献 11

百度学术}11]、收入水平^{[参考文献 12

百度学术}12]等家庭特征为主要内容的惯用研究理路；从外部来看，形成了以村庄禀赋^{[参考文献 13

百度学术}13]、政策激励^{[参考文献 14

百度学术}14]、组织支持^{[参考文献 15

百度学术}15]、文化引导^{[参考文献 16

百度学术}16]为主的分析架构。尤其需要指出的是，社会资本作为行为主体在长期互动、交往和合作过程中形成的价值关系和相互认同，对农户参与乡村治理意愿的影响作用越来越被学界所关注^{[参考文献 17

百度学术}17,18]。诸多研究表明，以社会网络、社会信任、社会规范为主要特征的社会资本体现了农户的交际能力和社会认知，是农户社会参与的重要载体，对农户参与乡村治理意愿具有重要影响^{[参考文献 19-21}19-21]。

已有研究为理解社会资本与农户乡村治理参与意愿之间的作用关系提供了丰富的理论基础，但仍有一些问题需进一步探讨：其一，学者们就社会资本对耕地保护、环境整治、公共品供给等引导性治理行为的影响研究较多，但对民主决策这种自发性、权益性、普惠性的参与行为及意愿的影响关注不足。事实上，民主决策作为村民自治的核心内容，是破解乡村治理难题的重要抓手，也是维护农民群众根本利益和农村和谐稳定的重要基础和保障^[

22]，理应得到重视和强化。其二，少有文献进一步探究社会资本和农户民主决策参与意愿之间的中介变量和调节变量，造成影响机制揭示不充分，导致相关政策的针对性和激励效应不明显。鉴于此，文章基于社会资本理论，采用2019年中国社会综合状况调查（CSS2019）数据，综合运用 Logistics回归、中介效应和调节效应检验方法，深入剖析社会资本与农户民主决策参与意愿之间的内在关联及作用机制，为进一步完善乡村自治和实现乡村治理有效提供参考建议。

1 理论分析与研究假说

1.1　社会资本对民主决策参与意愿的直接影响

学界对社会资本的认知主要建立在Bourdieu^[

22]和Putnam^{[参考文献 23

百度学术}23]等的研究之上，前者首次对社会资本概念进行了系统地阐释，后者进一步将该理论引入到政治学和经济学等领域。Putnam认为，社会资本通过居民的社会网络、社会规范与社会信任等要素，能够培养居民的公共精神和公民意识，促进居民的民主参与。借鉴Putnam对社会资本的定义，该文从社会网络、社会信任和社会规范三个方面来探究社会资本对农户民主决策参与意愿的影响。

社会网络是共同组织成员间的嵌入关系构成的人际资源网络，它反映了组织成员之间的互动和联系^[

17]。已有研究表明，社会网络主要从以下3条路径影响治理参与：一是行动者可以从自己所处的社会网络中获取参与所需要的资源；二是社会网络中其他成员的行为可能会引导和鼓励行动者参与；三是社会网络能够加强行动者对普遍性互惠规范的认可，从而更加乐于参与^{[参考文献 20

百度学术}20]。社会信任是个体对他人和整个社会的情感认知，是一种通过互动关系而形成的心理预期^{[参考文献 24

百度学术}24]，可分为人际信任和制度信任^{[参考文献 2

百度学术}2]、宏观信任和微观信任^{[参考文献 21

百度学术}21]、一般信任和特殊信任^{[参考文献 17

百度学术}17]。尽管提法各有侧重，但社会信任对公众参与乡村治理意愿的影响得到了学界的广泛认可。一方面，社会信任能够通过建立起某种内在的监督和约束机制，有效减少“搭便车”现象；另一方面，通过加强成员间的沟通交流，可以有效解决信息不对称的问题，降低治理参与的交易成本，从而提升农户参与民主决策意愿。社会规范是社会特定群体成员共有的行为准则或价值标准^{[参考文献 26

百度学术}26]，主要通过行为约束、互动内化和价值引导3个维度对农户参与行为和意愿产生影响^{[参考文献 27

百度学术}27]。研究证实，社会规范对农民参与人居环境整治^{[参考文献 17

百度学术}17]、村庄公共品供给^{[参考文献 3

百度学术}3]和社区民主决策^{[参考文献 18

百度学术}18]等乡村治理行为具有显著的促进作用。综合以上关于社会资本的认识，该文提出研究假设1。

H1：社会资本对农户民主决策参与意愿具有促进作用。

1.2　农户政治效能感的中介作用

根据计划行为理论，认知是参与意愿的前提。政治效能感作为一种政治感知，是农户参与民主决策的内在动力。政治效能感最初由Campbell等^[

28]提出，是指个体对自己政治能力的感觉，主要表现为行动主体感觉到政策或者社会是可能改变的，并且行动主体在这种改变中扮演一定角色。基于该定义，裴志军^{[参考文献 19

百度学术}19]进一步将政治效能感分为内在政治效能感和外在政治效能感，前者强调的是个体能够对政治产生一定作用，后者则强调政府会重视个人诉求并给予回应。

社会认知理论认为，个体认知和行为意愿形成于一定的社会环境中，受到社会环境影响和调节。以地缘、血缘、业缘关系为纽带形成的社会资本，一定程度上反映了个体所处的社会环境条件，对农户的政治效能产生重要影响。已有研究表明，社会资本能够有效降低公众治理参与成本，增强公众对政治的回应感，进而提升公众政治参与意愿^[

29]。从实践来看，只有当农户感觉到自己的行为可能影响某项政策的制定或者执行，且政府会对自身的权益诉求足够重视并予以回应时，即农户拥有较强的政治效能感时，才会愿意参与村庄相关公共事务的讨论与决策。研究证实，政治效能感在社会资本对公众参与社会矛盾治理^{[参考文献 5

百度学术}5]、农地整治意愿中^{[参考文献 30

百度学术}30]发挥中介作用。综上，该文认为社会资本丰富度会正向影响政治效能感，进而正向影响农户参与民主决策的意愿。因此，该文提出研究假设2。

H2：农户政治效能感在社会资本对农户民主决策参与意愿的影响中起中介作用。

1.3　农户收入水平的调节作用

马克思认为：“物质生活的生产方式制约着社会生活、政治生活和精神生活全过程”^[

31]。民主决策作为公众政治生活的重要表现形式，客观上也受物质基础的制约，而后者直接受制于参与主体的收入水平。对于广大农民来说，收入的高低不仅是物质生活水平的重要标尺，一定程度上也是社会经济地位的象征。通常来说，社会经济地位较高的农户往往处于整个乡村社会结构的中心位置，具有更强的社会归属感与责任意识，政策敏感性较高。已有研究表明，收入水平越高，农户参与社会治理的可能性越大^{[参考文献 12

百度学术}12]。此外，民主决策事项往往涉及村民筹资筹劳，收入水平较低的农户即使拥有较高的政治效能感，但是受自身经济能力限制，政治效能感也难以真正转化为参与意愿和行为。基于以上认识，该文认为，收入水平在政治效能感对农户民主决策参与意愿的影响过程中具有调节作用。因此，提出研究假设3。

H3：收入水平在政治效能感与农户民主决策参与意愿之间起调节作用。

综上所述，该文试图将农户社会资本、政治效能感、收入水平和农户民主决策参与意愿纳入同一分析框架（图1），检验社会资本影响农户民主决策参与意愿过程中政治效能感的中介作用，并探讨收入水平差异在政治效能感影响农户民主决策参与意愿过程中是否具有调节效应，以期为进一步完善乡村自治，推动形成基层治理共同体提供理论和经验参考。

图1 理论分析框架

2 数据、变量与模型构建

2.1　数据来源与说明

该研究使用的数据来自2019年中国社会状况综合调查（Chinese Social Survey，CSS）。该调查由中国社会科学院社会学研究所于2005年发起，调查区域覆盖了31个省级行政单位，调查内容涵盖调查对象的家庭经济生活状况、社会保障、社会信任、社会评价、社会参与和志愿服务等多个方面，能够支撑该文的研究目的。根据研究需求，该文仅保留农村居民样本，并对模型中所涉及变量存在缺失值的样本予以剔除，最终得到有效样本4 315个。

2.2　变量说明

2.2.1　因变量

该文的被解释变量为农户民主决策参与意愿。结合张翠娥等^[

32]的研究以及问卷设置特点，该文以“您是否愿意参加所在村居的重大决策讨论？”来衡量农户民主决策参与意愿。问卷中回答选项包括“愿意参与”“不愿意参与”和“不好说”。考虑到回答为“不好说”的样本相对于总样本来说占比极低，且难以划分为愿意与否，对该部分样本的分析不具有统计学意义，因此对该部分样本予以舍弃。

2.2.2　核心自变量

该文的核心解释变量是农户的社会资本总指数。根据已有研究^[

33]，该文从社会网络、社会信任、社会规范3个维度来衡量社会资本。其中，社会网络用农户近两年来参加的线上和线下的社会团体或者组织数量来衡量；社会信任方面，用农户对乡镇政府的信任程度表示制度信任，用农户对现在人与人之间的信任水平评价来表示人际信任；用农户对当前人们的道德水平和遵纪守法水平的评价来衡量社会规范。最后，借鉴朱庆莹等^{[参考文献 34

百度学术}34]的研究，该文采用熵权法计算每个农户的社会资本综合指数。该方法属于客观赋权法，目前广泛应用于能力评估和绩效评价等领域。其合理性在于它可以有效避免各种主观评价的人为影响因素，具有较强的科学性；同时，它能够根据指标的关联程度及信息量大小确定指标的重要程度^{[参考文献 35

百度学术}35]，从而识别出影响农户社会资本综合指数大小的关键指标，为今后政策方案的完善提供方向性参考。各指标的权重结果如表1所示。

表1 社会资本评价指标权重

一级指标	二级指标	权重
社会网络	加入的网上社交群/圈的数量	0.216
	加入的线下社会团体的数量	0.294
社会信任	对乡镇政府信任程度	0.122
	人与人之间的信任水平	0.147
社会规范	人们的道德水平	0.125
	人们的遵纪守法水平	0.096

2.2.3　中介变量和调节变量

该文的中介变量为农户的政治效能感。为了更加科学全面地反映农户的政治效能感，借鉴前人研究^[

19]，该文采用CSS2019问卷中农户对“我有能力和知识对政治进行评论”“老百姓参与政治生活没有用，对政府不能产生什么影响”等5个题目回答结果的算术平均分作为农户“政治效能感”的得分。

该文的调节变量是农户的收入水平。学界对收入水平的衡量方式并不唯一，比较常见的有家庭总收入^[

36]、个人年收入^{[参考文献 12

百度学术}12]、个人收入贡献率^{[参考文献 37

百度学术}37]等。该文认为，农户参与民主决策往往以家庭为单位，用个人收入水平来衡量容易忽略家庭其他成员收入状况可能对个体民主参与态度存在的影响。考虑到当前农村留守妇女或老人现象较多，该人群个人收入较低，但若家庭总体收入状况较好，其在乡村事务中仍然具有较强的话语权。因此，该文采用当年家庭人均收入来衡量农户的收入水平。

2.2.4　控制变量

结合前人研究^[

25]，该文将农户的性别、年龄、受教育年限、政治面貌、工作状况、宗教信仰作为控制变量纳入模型中。各变量的定义及统计性描述如表2所示。

表2 变量定义及统计性描述

变量名	变量含义与赋值	均值	标准差
因变量
民主决策参与意愿	是否愿意参与所在村居重大决策讨论：是=1，否=0	0.667	0.472
自变量
总社会资本	熵权法计算值（标准化）	0.233	0.116
社会网络	加入的网上社交群/圈的数量（个）	1.917	2.351
社会网络	加入的线下社会团体的数量（个）	0.433	0.782
社会信任	对乡镇政府信任程度：完全不信任=1，不太信任=2，不好说=3，比较信任=4，非常信任=5分	3.480	1.367
社会信任	人与人之间的信任水平：完全不信任到非常信任记1~10分	6.506	2.262
社会规范	人们的道德水平：非常不好到非常好记1~10分	6.835	2.145
社会规范	人们的遵纪守法水平：非常不好到非常好记1~10分	7.268	2.051
中介变量
政治效能感	算术平均值	2.850	0.729
	老百姓参与政治活动没有用，对政府不能产生什么根本的影响：很不同意=5，比较不同意=4，不好说=3，比较同意=2，非常同意=1	2.949	1.381
	我的言论自由会受到政府部门的限制：很不同意=5，比较不同意=4，不好说=3，比较同意=2，非常同意=1	3.268	1.295
	我有能力和知识对政治进行评论：很不同意=5，比较不同意=4，不好说=3，比较同意=2，非常同意=1	3.151	1.349
	老百姓应该听从政府的，下级应该听从上级的：很不同意=5，比较不同意=4，不好说=3，比较同意=2，非常同意=1	2.268	1.295
	国家大事有政府来管，老百姓不必过多考虑：很不同意=5，比较不同意=4，不好说=3，比较同意=2，非常同意=1	2.613	1.438
调节变量
收入水平	家庭人均收入取对数	8.469	2.001
控制变量
性别	男=1，女=0	0.443	0.497
年龄	2019年实际年龄（岁）	47.704	13.762
受教育程度	未上学=1，小学=2，初中=3，高中=4，专科及以上=5	2.710	1.154
政治面貌	是否为党员：是=1，否=0	0.076	0.266
工作状况	是否有工作：是=1，否=0	0.734	0.442
宗教信仰	是否信仰宗教：是=1，否=0	0.129	0.336

2.3　模型选择

2.3.1　基准回归

农户参与民主决策意愿有“愿意”和“不愿意”两种情况，属于典型的二元离散型决策。因此，该文首先构建二元Logistics回归模型实证分析社会资本对农户参与民主决策意愿的影响效果。模型设定为：

P = F (Y = 1 | X) = \frac{1}{1 + e^{- Y}} = \frac{1}{1 + e^{- (β_{0} + \sum_{i = 1}^{n} β_{i} X_{i})}}

（1）

式（1）中 $， P$ 表示农户参与民主决策意愿的概率； $Y$ 为农户参与民主决策的意愿，当农户愿意参与时， $Y = 1$ ，反之， $Y = 0$ 。 $X_{i} (1 ， 2 ， \dots ， n) = 1$ 表示第 $i$ 个可能影响农户参与民主决策意愿的解释变量， $β_{0}$ 为常数项， $β_{i}$ 表示第 $i$ 个解释变量对应的回归系数。

以发生比来表示，Logistics模型为：

l n (\frac{P}{1 - P}) = β_{0} + \sum_{i = 1}^{n} β_{i} X_{i} = β_{0} + β_{1} X_{1} + β_{2} X_{2} + \dots + β_{i} X_{i}

（2）

2.3.2　中介效应检验

通过中介效应检验，可以进一步探究社会资本影响农户参与民主决策意愿的作用机理。

参考温忠麟等^[

38]的研究，对模型进行中介效应检验分析。具体操作步骤为：

P E = a S C + ε_{1}

（3）

Y = c S C + ε_{2}

（4）

Y = c^{'} S C + b P E + ε_{3}

（5）

式（3）至（5）中， $P E$ 是中介变量，表示农户的政治效能感， $S C$ 表示社会资本， $Y$ 表示农户参与民主决策的意愿， $a$ 、 $b 、 c 、 c^{'}$ 为待估系数， $ε_{1} 、 ε_{2} 、 ε_{3}$ 为随机误差项。鉴于式（3）的因变量为连续变量，式（4）（5）因变量为二元离散变量，系数a和b属于不同尺度，此时中介效应大小并不等于a×b，需要对相关系数进行标准化转换才具有可比性。该文借鉴 MacKinnon等^[

39]的研究，对相关系数进行等量尺化。

首先，针对二分因变量Y重新建立Logistics方程式， $Y^{''}$ 不同于 $Y^{'}$ ，且两者均异于原方程中 $Y$ 的尺度。

Y^{'} = c S C + ε_{2} = l n \frac{P (Y = 1 | S C)}{P (Y = 0 | S C)}

（6）

Y^{″} = c^{'} S C + b P E + ε_{3} = l n \frac{P (Y = 1 | P E ， S C)}{P (Y = 0 | P E ， S C)}

（7）

其次，对所有待估系数进行标准化转换，转换方法为：

b^{s t d} = b \cdot \frac{S D (P E)}{S D (Y^{″})}

（8）

c^{s t d} = c \cdot \frac{S D (S C)}{S D (Y^{'})}

（9）

c^{' s t d} = c^{'} \cdot \frac{S D (P E)}{S D (Y^{″})}

（10）

式（8）至（10）中 $， b^{s t d}$ 、 $c^{s t d}$ 和 $c^{' s t d}$ 分别是转换过后的标准化系数， $S D (P E)$ 、 $S D (S C)$ 、 $S D (Y^{'})$ 、 $S D (Y^{''})$ 分别表示相应变量的标准差。其中， $S D (P E)$ 、 $S D (S C)$ 可由原始数据计算得到， $S D (Y^{'})$ 、 $S D (Y^{''})$ 的计算公式为：

V a r (Y^{'}) = c^{2} V a r (S C) + \frac{π^{2}}{3}

（11）

V a r (Y^{″}) = c^{' 2} V a r (S C) + b^{2} V a r (P E) + 2 c^{'} b C o v (S C, P E) + \frac{π^{2}}{3}

（12）

式（11）（12）子中， $V a r (Y^{'})$ 、 $V a r (Y^{''})$ 、 $V a r (S C)$ 、 $V a r (P E)$ 分别表示相应变量的方差， $C o v (S C, P E)$ 为变量 $S C$ 和变量 $P E$ 之间的协方差， $\frac{π^{2}}{3}$ 是标准Logistic分布的方差，将式（11）（12）代入式（8）至（10）中，可以计算出标准化的回归系数。

最后，利用系数乘积法可以计算出中介效应的大小，即 $a b^{s t d}$ ，在此基础上可以进一步计算得到中介效应占总效应的比重，计算公式为：

M^{p} = \frac{a b^{s t d}}{c^{s t d}}

（13）

式（13）中， $M^{p}$ 表示中介效应在总效应中的占比， $a b^{s t d}$ 表示中介效应的大小。

2.3.3　调节效应检验

鉴于该文的自变量和调节变量均为连续变量，参考温忠麟等^[

40]的做法，将二者的乘积项纳入回归模型，进行层次回归检验，考察政治效能感与收入水平的交互作用，即检验收入水平是否能作为调节变量改变社会资本对农户参与民主决策意愿的影响。具体检验步骤为：

Y = b_{10} + b_{11} P E + b_{12} P I + ε_{10}

（14）

Y = b_{20} + b_{21} P E + b_{22} P I + b_{23} P E * P I + ε_{20}

（15）

式（14）（15）中 $Y$ 为农户参与民主决策的意愿， $P E$ 是中介变量，表示政治效能感， $P I$ 是调节变量，表示农户收入水平， $P E * P I$ 是二者的交互项 $， b_{10}$ 、 $b_{11} 、 b_{12} 、 b_{20} 、 b_{21} 、 b_{22} 、 b_{23}$ 为待估计系数， $ε_{10}$ 和 $ε_{20}$ 均为残差项。如果交互项 $P E * P I$ 的系数 $b_{23}$ 显著，则说明收入水平具有显著的调节作用。

3 实证结果与分析

3.1　社会资本影响农户民主决策参与意愿的直接作用检验

利用 Stata16.0 软件对所设模型进行估计。为了增强模型的可靠性，回归之前先对模型的解释变量进行多重共线性诊断和异方差检验。结果显示：所有变量的方差膨胀因子（VIF）均在1~2，且通过了White检验，说明变量之间不存在明显的多重共线性和异方差问题，方程拟合结果比较可信。采用逐步回归思想，依次将社会资本总指数、社会资本各子要素和控制变量依次纳入从模型1到模型3。模型4采用probit回归方法，作为稳健性检验。各模型的检验及回归结果见表3。

表3 社会资本对农户参与民主决策意愿的影响的估计

解释变量	模型1	模型2	模型3	模型4
解释变量	民主决策参与意愿	民主决策参与意愿	民主决策参与意愿	民主决策参与意愿
社会资本总指数	3.096^***
社会资本总指数	(0.313)
线上组织数量		0.042^***	0.059^***	0.036^***
线上组织数量		(0.016)	(0.020)	(0.012)
线下组织数量		0.422^***	0.395^***	0.224^***
线下组织数量		(0.056)	(0.057)	(0.032)
制度信任		-0.009	-0.006	-0.003
		(0.025)	(0.050)	(0.157)
人际信任		0.038^**	0.037^**	0.023
		(0.017)	(0.017)	(0.010)
道德水平感知		0.046^**	0.044^**	0.027^**
道德水平感知		(0.020)	(0.020)	(0.012)
遵纪守法水平感知		0.035^*	0.029	0.018
遵纪守法水平感知		(0.020)	(0.020)	(0.012)
性别			0.353^***	0.217^***
			(0.071)	(0.043)
年龄			0.006^**	0.004^**
			(0.003)	(0.002)
受教育水平			0.027	0.016
受教育水平			(0.037)	(0.022)
政治面貌			0.517^***	0.304^***
			(0.152)	(0.087)
宗教信仰			-0.028	-0.013
			(0.078)	(0.061)
工作状况			0.076	0.047
			(0.076)	(0.047)
常数项	0.089	-0.322^**	-0.903^***	-0.627^***
	(0.066)	(0.144)	(0.255)	(0.162)
LR chi²	110.57	146.19	208.47	206.79
P值	0.000	0.000	0.000	0.000
Pseudo R²	0.0201	0.026 6	0.037 9	0.037 6
样本量	4 315	4 315	4 315	4 315

注：（1）^*、^**、^***分别表示系数在10%，5%和1%水平显著；（2）括号内为稳健标准误；（3）LR chi²和Pseudo R²分别表示卡方检验统计量和虚拟判定系数，下表同

由表3可知，4个模型的显著性水平均为0.000，说明拟合效果都较好。但相比之下，模型3的LR chi² 值和Pseudo R²值相对于模型1和模型2来说都有所增加，由此判断模型3对农户民主决策参与意愿的解释能力最强。结合以上回归结果可知，社会资本对农户参与民主决策意愿具有显著正向影响，且通过了1%的显著性检验，说明社会资本丰裕度越高，农户愿意参与民主决策的可能性更大，H1得到证实。从社会资本的子要素来看，农户参与的社会组织越多，说明农户社会网络越密集，农户参与民主决策意愿越强。一方面，社会网络能够为农户提供丰富的信息，构成农户参与意愿的基础；另一方面，农户通过社会网络与集体相连，能够有效降低参与成本，从而提升农户参与意愿。社会信任方面，人际信任对农户民主决策参与意愿具有正向影响，且在5%水平上显著。说明在乡村这种“熟人”或“半数人”社会中，邻里间的相互信任能够有效促进农户民主决策意愿。社会规范方面，农户对当前人们的道德水平认知评价越高，农户民主决策参与意愿越强，但农户对社会上人们遵纪守法水平认知评价对其民主决策参与影响并不显著。其原因可能是近年来随着国家打黑除恶等专项行动的持续推进和社会主义核心价值观的逐渐深入人心，乡村治安有了明显改善。农户对社会上人们的遵纪守法水平感知水平普遍较高且不同农户之间的感知水平差异较小，因而不能体现这一因素对农户民主决策参与意愿的影响。

就控制变量而言，农户性别、年龄、政治面貌对其参与民主决策意愿具有显著影响。首先，男性的民主决策参与意愿往往强于女性。在广大农村地区，男性往往扮演着“养家者”和“决策者”的角色。相对于女性，男性的政治认知、权利意识往往较高，该结论与史恒通等^[

17]的研究结果保持一致。其次，年龄越大，农户参与民主决策的可能性越强。其原因可能是年轻人大多忙于外出工作，对村内事务关心程度不够，而年龄较大的农户外出工作机会较少，且社会经验较丰富，因而在乡村事务决策中表现出较强的参与意愿。此外，党员的民主决策参与意愿显著强于普通群众。说明相对于普通群众来说，党员的民主意识和责任意识较强，在乡村事务中发挥着模范带头的作用。

3.2　政治效能感在社会资本影响农户民主决策参与意愿中的中介作用检验

根据前文关于中介效应检验的相关步骤和原理，深入剖析社会资本影响农户民主决策参与意愿的内在机理，即检验社会资本对农户民主决策意愿影响过程中，政治效能感是否具有中介效应。由表4中估计结果可知，在对社会资本与政治效能感和农户民主决策参与意愿进行单独回归时，社会资本对政治效能感和农户民主决策参与意愿具有显著影响。在此基础上，将社会资本和政治效能感同时纳入模型进行回归。结果显示，社会资本和政治效能感的系数在1%的置信水平下显著为正，但标准化数值从0.198下降到0.173，表明农户政治效能感具有部分中介效应。也即是，社会资本不仅对农户民主决策参与意愿具有直接影响，还会通过政治效能感变量对农户民主决策参与意愿产生间接影响，假说 H2得到证实。根据式（13）可以进一步得到中介效应量为0.155，占总效应的78.1%，这说明社会资本对农户民主决策参与意愿的正向影响以间接效应为主。结合理论分析可知，农户社会资本丰裕度越高，获取相关信息和知识的能力更便捷，人脉关系更加广泛，政治效能感往往也更高，对应的参与民主决策意愿也更加强烈。

表4 农户政治效能感的中介效应检验

变量	政治效能感		民主决策参与意愿		民主决策参与意愿
变量	原始（标准化）系数	原始系数	标准化系数	原始系数	标准化系数
社会资本	1.507^***	3.096^***	0.198^***	2.714^***	0.173^***
	(0.091)	(0.310)	（0.020）	(0.317)	（0.020）
政治效能感	—	—		0.262^***	0.103^***
	—	—		(0.047)	（0.018）
其他变量	控制	控制	控制	控制	控制
LR chi²（F值）	275.19	110.57		142.01
P值	0.000		0.000		0.000
Pseudo R²（Adj R²）	0.060		0.020 1		0.025 8
样本量	4 315		4 315		4 315

注： ^*、^**、^***分别表示系数在10%，5%和1%水平显著；括号内为稳健标准误；Adj R²表示调整后的可决系数

3.3　收入水平在政治效能感与农户民主决策参与意愿之间起调节作用

鉴于农户社会资本对其民主决策参与意愿的影响是以间接效应为主，因此，有必要继续探究中介效应发挥的边界条件，即明确政治效能感对农户民主决策参与意愿的促进作用是否受其他因素影响。结合前文的理论假设，该文进一步分析收入水平不同的农户，政治效能感对其参与民主决策意愿的促进作用影响结果是否存在差异。在回归之前，首先对政治效能感和收入水平变量进行中心化处理，以防止共线性问题。由表5中估计结果可知，政治效能感和收入水平的交互项对农户民主决策参与意愿在 5%水平上有显著正向影响，这说明收入水平变量存在调节效应，即农户收入水平越高，政治效能感对农户民主决策参与意愿的正向影响越强，H3得到验证。

表5 收入水平的调节效应检验

变量	民主决策参与意愿		民主决策参与意愿
变量	中心化系数	稳健标准误	中心化系数	稳健标准误
政治效能感	0.341^***	0.046	0.340^***	0.046
收入水平	0.023^***	0.016	0.057^***	0.016
政治效能感×收入水平	—	—	0.046^**	0.023
其他变量	控制	控制	控制	控制
LR chi²	74.81		78.73
P值	0.000		0.000
Pseudo R²	0.013 6		0.014 3
样本量	4 315		4 315

注： ^*、^**、^***分别表示系数在10%，5%和1%水平显著

4 结论与启示

4.1　结论

民主决策参与意愿是农民在对乡村公共事务认知的基础上所表现出来的一种心理态度，反映了农民的行为选择与价值取向，是提高乡村治理参与度的逻辑起点。该文基于2019年中国社会状况综合调查（CSS2019）数据，采用有调节的中介效应模型，分析了社会资本对农户民主决策参与意愿的影响及作用机制。研究结论如下。

（1）以社会网络、社会信任、社会规范为主要特征的社会资本作为一种内在激励机制，对农户民主决策参与意愿具有显著促进作用。

（2）政治效能感在社会资本影响农户民主决策参与意愿过程中发挥正向中介作用，占比达到78.1%，说明社会资本对农户民主决策参与意愿的影响以间接效应为主。

（3）在政治效能感对农户民主决策参与意愿的正向作用中，农户收入水平具有正向调节效应，即收入水平越高的农户，其政治效能感对农户民主决策参与意愿的作用越强。

4.2　启示

基层治理共同体的形成，离不开农户的广泛参与。基于以上研究结论，该文得出以下政策启示。

（1）积极培育和提升农户的社会资本，充分发挥其在农户民主参与中的促进作用。一是在已有的村委会和村民理事会等自治组织基础上，鼓励发展乡村公益社团、合作组织、兴趣协会等在内的民间组织，通过各种各样的活动形式增强村民间的信息交流，凝聚共识，推动形成共治共建共享。二是做好村内好人好事等正面案例的宣传，增强农户之间的熟悉度和信任度。充分发挥乡村党员、退伍军人和返乡能人的示范带动作用，引导更多农户树立民主意识和权利意识。三是重视乡村德治与法治建设。以提升社会公德、职业道德、家庭美德和个人品德水平为抓手，加强乡村精神文明建设，营造积极向上、和谐友善的乡村社会环境。同时，要强化社会主义法治建设，引导乡村形成学法、知法、守法的良好新风尚。

（2）健全党组织领导下的群众参与和反馈监督机制，切实提高农民的政治效能感。一方面，要畅通农户社情民意反映渠道，提升农民民主参与的可及性和可行性，不断拓宽群众参与基层治理的广度和深度。另一方面，政府相关部门应树立主动回应观念，针对农民的急难愁盼问题要及时妥善处理并主动回馈，主动接受人民群众的监督，始终把实现好、维护好、发展好人民群众的切身利益作为各项工作的出发点和落脚点，打造廉洁高效的服务型政府。

（3）引导农民就业创业，多渠道增加农户收入。一方面，要进一步畅通农村剩余劳动力向二三产业转移渠道，增加农民工资性收入。另一方面，要立足本土特色，因地制宜选择富民产业，提高农民就近就业率。此外，积极创造条件，鼓励和引导经济能人返乡创业，带动本地村民增收致富。

参考文献

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社会资本对农户民主决策参与意愿的影响研究

——基于有调节的中介效应模型检验

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 理论分析与研究假说

1.1　社会资本对民主决策参与意愿的直接影响

1.2　农户政治效能感的中介作用

1.3　农户收入水平的调节作用

2 数据、变量与模型构建

2.1　数据来源与说明

2.2　变量说明

2.3　模型选择

3 实证结果与分析

3.1　社会资本影响农户民主决策参与意愿的直接作用检验

3.2　政治效能感在社会资本影响农户民主决策参与意愿中的中介作用检验

3.3　收入水平在政治效能感与农户民主决策参与意愿之间起调节作用

4 结论与启示

4.1　结论

4.2　启示

参考文献

社会资本对农户民主决策参与意愿的影响研究

——基于有调节的中介效应模型检验

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 理论分析与研究假说

1.1 社会资本对民主决策参与意愿的直接影响

1.2 农户政治效能感的中介作用

1.3 农户收入水平的调节作用

2 数据、变量与模型构建

2.1 数据来源与说明

2.2 变量说明

2.3 模型选择

3 实证结果与分析

3.1 社会资本影响农户民主决策参与意愿的直接作用检验

3.2 政治效能感在社会资本影响农户民主决策参与意愿中的中介作用检验

3.3 收入水平在政治效能感与农户民主决策参与意愿之间起调节作用

4 结论与启示

4.1 结论

4.2 启示

参考文献

1.1　社会资本对民主决策参与意愿的直接影响

1.2　农户政治效能感的中介作用

1.3　农户收入水平的调节作用

2.1　数据来源与说明

2.2　变量说明

2.3　模型选择

3.1　社会资本影响农户民主决策参与意愿的直接作用检验

3.2　政治效能感在社会资本影响农户民主决策参与意愿中的中介作用检验

3.3　收入水平在政治效能感与农户民主决策参与意愿之间起调节作用

4.1　结论

4.2　启示