哈尔滨市香坊区农民参与乡村治理意愿影响因素分析

姚仁福

（东北林业大学经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150040）

改革开放以来，我国取得了前所未有的大发展，人民生活水平不断提高，但是城乡之间的发展差距依然很大。中共中央、国务院印发的《乡村振兴战略规划（2018-2022年）》中指出，有效治理是乡村振兴的基础，要加强农村基础工作，健全乡村治理体系。农民是乡村振兴的主要受益者和参与者，必须激发农民主体意识和首创精神，提高农民参与乡村治理意愿，使其投身到乡村振兴建设中。国内外学者对乡村治理进行了系统研究，王东等[1]指出，中国特色社会主义新时代是共享时代，乡村振兴战略是新时代实现社会主义共享的政治安排和战略行动，从历史基点、核心要点、实施路径3个方面阐释了乡村振兴战略的实施方向，并通过全民共建、全域共治和全面共享推动乡村振兴战略落地生根、开花结果。张会萍等[2]指出，乡村治理面临着乡村治理机制不完善、基层民主建设不到位和乡村文化教育问题突出3个困境，出路在于构建社会治理多重机制、加强基层党组织建设和重视乡村精神文化教育。王惠林[3]指出，在国家与乡村社会关系逐渐疏离及农民的离散化状态造成新一轮治理困境的背景下，乡村“微自治”通过乡村社会内生性资源的挖掘和利用，强化行政村层级以下治理单元的自治功能，将农民有效组织起来兴办村庄公共事务，乡村“微自治”再造了乡村社会的组织性，体现为动员农民参与村庄治理，重塑公共秩序。李冰冰等[4]利用农户调查数据通过有序Probit模型回归分析，发现农户对项目的监督会显著提高农户对项目的满意度，指出促进乡村治理转型，提高民主参与水平特别是扩大农户对公共事务监督具有重要意义。贺雪峰[5]构建了双层认同与行动的模型，分析表明，中国乡村治理的差异是由经济发展水平、行政推动力量、文化状况共同造成的；农民的地方性知识解决村庄层面的事务并非是完全负面的力量。杨正喜[6]指出，中国对农村的政策过程是地方政策试验与中央顶层设计相结合的结果。一方面农村自身创新通过自下而上滚雪球效应，推动了中央政府在农村治理创新的渐进性政策变迁，这在改革开放初期农村治理创新中尤其明显；另一方面中央全局规划下农村地方和局部的探索试验使中央政策发生了一定的变化，中央吸纳地方试验进入政策体系中，通过命令或指示实现了农村治理创新在全国的扩散。Ho L W等[7]对101个农村进行了调查，收集了近20 a来改革实施情况的相关数据，并利用固定效应和工具变量估计方法对这些村庄完成的550多个乡村道路项目的质量进行了评估，发现实施乡村治理改革提高了乡村道路项目的质量，同时村长趋于年轻化。Fumiki T[8]对俄罗斯和中国的村级治理进行了研究，结果表明，中国非自治的“旁观者”式领导和俄罗斯的“地方代理人”式领导的趋势越来越明显。ladislav V[9]从制度经济学的角度对欧洲农村发展中的治理问题进行了新的阐述，认为农村治理是由农村发展利益相关者的产权决定的，而产权又反映了利益相关者在农村发展中的利益。但是在研究的过程中，研究视角主要是村级单位和农村民间合作组织，从农民视角进行的研究甚少。因此，作者将从农民参与乡村治理意愿的视角出发，以哈尔滨地区的农村为研究区域，构建二元Logit模型，分析农民参与乡村治理意愿的影响因素，以提高乡村治理的有效性，促进我国乡村振兴战略的顺利实施。

1 研究数据来源与方法

1.1 研究区域概况

哈尔滨市香坊区辖区面积344.5 km2，户籍人口741 751人；下辖4个镇和20个街道办事处，46个行政村，乡村人口91 613人。

1.2 数据来源

2019年7月在查阅文献资料的基础上，编写《乡村振兴战略背景下农民参与乡村治理意愿调研》调查问卷，赴香坊区的2个乡10个村开展调研工作。发放调查问卷共计175份，其中有效问卷170份，有效率为97.14%。问卷内容涉及村民的个体特征（性别、年龄、文化程度和主要从事的职业等），对村两委极其干部的认知，包括村民是否认可村领导解决问题的能力和村委会在日常生活中作用大小等。

1.3 构建数据模型

根据数据可获得性，利用调研数据，构建影响农户参加乡村治理意愿的评价指标16个（表1），将愿意参与乡村治理的农户界定为y＝1，不愿意参与乡村治理的农户界定为y＝0。运用SPSS软件构建Logit二元回归模型，对农户参与乡村治理意愿的影响因素进行实证研究。模型公式为（1）～（2），采用Cronbach’s Alpha系数对模型进行信度检验，确保构建模型的科学性。

式中，p表示农民参与乡村治理的概率；1-p表示农民不参与乡村治理的概率；x1～xi（自变量） 表示影响农户参与乡村治理的因素（表1）；β1～βi表示自变量的解释系数；α表示常数项；μ表示随机误差项。

2 结果与分析

2.1 样本基本特征

调研区域男女比例为1.62∶1；年龄集中在36～65岁，所占比例为80.6%；非党员比例为86.5%；受教育程度以初中及以下为主，所占比例为77.0%（表2）。样本结构符合当地的社会的状况，调研数据客观真实。

2.2 模型检验结果

通过SPSS21进行信度检验的Cronbach’s Alpha系数为0.803，表明信度较好；Omnibus系数中P值＝0.00＜0.05，说明模型总体有意义；Hosmer和Lemeshow检验中显著性水平（0.896） ＞0.05，说明当前数据中的信息已经被充分提取，模型拟合优度较高；模型总体预测正确率为92.9%。

表1 变量的名称及赋值Table 1 Names and assignments of variables

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

2.3 农户参与乡村治理意愿分析

年龄（x2）、政治面貌（x4）、是否参加了农业合作组织（x6）、当地政府对农村的重视程度（x11）负向影响农户参与乡村治理意愿，其中年龄（x2）在5%的显著水平上负向影响，即年龄越大，参与乡村治理的意愿越小。

其他指标正向影响农户参与乡村治理意愿，其中，文化程度（x3）、了解所在村庄事务的主要渠道（x14）在1%的显著水平上正向影响，即文化程度越高的农户，参与乡村治理意愿越强烈，直接了解村里事务的农户参与乡村治理意愿显著高于间接了解村里事务的农户；是否认可村干部解决问题的能力（x8）、对村委会干部认可程度（x10）在5%的显著水平上正向影响，即村干部解决问题能力越强、农户对干部认可度越高，参加乡村治理意愿越强烈；乡村治理是否应该全民参与（x12）在10%的显著水平上正向影响，即认为应该全民参与乡村治理的农户参与乡村治理的意愿显著高于其他人（表3）。

3 结论与建议

3.1 主要结论

从微观农户角度出发，就农户参与乡村治理意愿问题，通过对香坊区2个乡镇10个村庄170户农户进行问卷调研，构建16个影响因素指标体系，运用Logit二元回归模型分析农户参与乡村治理意愿的影响因素，得到以下结论：年龄（x2）与农户参与乡村治理意愿呈显著负相关；文化程度（x3）、了解所在村庄事务的主要渠道（x14）、是否认可村领导解决问题的能力（x8）、对村委会干部认可程度（x10）、对现在治理方式是否满意（x15）、乡村治理是否应该全民参与（x12）与农户参与乡村治理意愿呈显著正相关。

表3 自变量回归结果Table 3 Regression results of independent variables

3.2 讨论与建议

中国的乡村得以保持高度的自治状态是中华民族五千年的历史潮流中不断探索，要实现治理有效，发挥村民的主体作用是关键，只要当村民参与到乡村事务中，乡村治理才能向良治和善治的方向发展。