哈爾濱市香坊區農民參與鄉村治理意愿影響因素分析

姚仁福

（東北林業大學經濟管理學院，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展，人民生活水平不斷提高，但是城鄉之間的發展差距依然很大。中共中央、國務院印發的《鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》中指出，有效治理是鄉村振興的基礎，要加強農村基礎工作，健全鄉村治理體系。農民是鄉村振興的主要受益者和參與者，必須激發農民主體意識和首創精神，提高農民參與鄉村治理意愿，使其投身到鄉村振興建設中。國內外學者對鄉村治理進行了系統研究，王東等[1]指出，中國特色社會主義新時代是共享時代，鄉村振興戰略是新時代實現社會主義共享的政治安排和戰略行動，從歷史基點、核心要點、實施路徑3個方面闡釋了鄉村振興戰略的實施方向，并通過全民共建、全域共治和全面共享推動鄉村振興戰略落地生根、開花結果。張會萍等[2]指出，鄉村治理面臨著鄉村治理機制不完善、基層民主建設不到位和鄉村文化教育問題突出3個困境，出路在于構建社會治理多重機制、加強基層黨組織建設和重視鄉村精神文化教育。王惠林[3]指出，在國家與鄉村社會關系逐漸疏離及農民的離散化狀態造成新一輪治理困境的背景下，鄉村“微自治”通過鄉村社會內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，將農民有效組織起來興辦村莊公共事務，鄉村“微自治”再造了鄉村社會的組織性，體現為動員農民參與村莊治理，重塑公共秩序。李冰冰等[4]利用農戶調查數據通過有序Probit模型回歸分析，發現農戶對項目的監督會顯著提高農戶對項目的滿意度，指出促進鄉村治理轉型，提高民主參與水平特別是擴大農戶對公共事務監督具有重要意義。賀雪峰[5]構建了雙層認同與行動的模型，分析表明，中國鄉村治理的差異是由經濟發展水平、行政推動力量、文化狀況共同造成的；農民的地方性知識解決村莊層面的事務并非是完全負面的力量。楊正喜[6]指出，中國對農村的政策過程是地方政策試驗與中央頂層設計相結合的結果。一方面農村自身創新通過自下而上滾雪球效應，推動了中央政府在農村治理創新的漸進性政策變遷，這在改革開放初期農村治理創新中尤其明顯；另一方面中央全局規劃下農村地方和局部的探索試驗使中央政策發生了一定的變化，中央吸納地方試驗進入政策體系中，通過命令或指示實現了農村治理創新在全國的擴散。Ho L W等[7]對101個農村進行了調查，收集了近20 a來改革實施情況的相關數據，并利用固定效應和工具變量估計方法對這些村莊完成的550多個鄉村道路項目的質量進行了評估，發現實施鄉村治理改革提高了鄉村道路項目的質量，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行了研究，結果表明，中國非自治的“旁觀者”式領導和俄羅斯的“地方代理人”式領導的趨勢越來越明顯。ladislav V[9]從制度經濟學的角度對歐洲農村發展中的治理問題進行了新的闡述，認為農村治理是由農村發展利益相關者的產權決定的，而產權又反映了利益相關者在農村發展中的利益。但是在研究的過程中，研究視角主要是村級單位和農村民間合作組織，從農民視角進行的研究甚少。因此，作者將從農民參與鄉村治理意愿的視角出發，以哈爾濱地區的農村為研究區域，構建二元Logit模型，分析農民參與鄉村治理意愿的影響因素，以提高鄉村治理的有效性，促進我國鄉村振興戰略的順利實施。

1 研究數據來源與方法

1.1 研究區域概況

哈爾濱市香坊區轄區面積344.5 km2，戶籍人口741 751人；下轄4個鎮和20個街道辦事處，46個行政村，鄉村人口91 613人。

1.2 數據來源

2019年7月在查閱文獻資料的基礎上，編寫《鄉村振興戰略背景下農民參與鄉村治理意愿調研》調查問卷，赴香坊區的2個鄉10個村開展調研工作。發放調查問卷共計175份，其中有效問卷170份，有效率為97.14%。問卷內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等），對村兩委極其干部的認知，包括村民是否認可村領導解決問題的能力和村委會在日常生活中作用大小等。

1.3 構建數據模型

根據數據可獲得性，利用調研數據，構建影響農戶參加鄉村治理意愿的評價指標16個（表1），將愿意參與鄉村治理的農戶界定為y＝1，不愿意參與鄉村治理的農戶界定為y＝0。運用SPSS軟件構建Logit二元回歸模型，對農戶參與鄉村治理意愿的影響因素進行實證研究。模型公式為（1）～（2），采用Cronbach’s Alpha系數對模型進行信度檢驗，確保構建模型的科學性。

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

2 結果與分析

2.1 樣本基本特征

調研區域男女比例為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）。樣本結構符合當地的社會的狀況，調研數據客觀真實。

2.2 模型檢驗結果

通過SPSS21進行信度檢驗的Cronbach’s Alpha系數為0.803，表明信度較好；Omnibus系數中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，說明當前數據中的信息已經被充分提取，模型擬合優度較高；模型總體預測正確率為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 農戶參與鄉村治理意愿分析

年齡（x2）、政治面貌（x4）、是否參加了農業合作組織（x6）、當地政府對農村的重視程度（x11）負向影響農戶參與鄉村治理意愿，其中年齡（x2）在5%的顯著水平上負向影響，即年齡越大，參與鄉村治理的意愿越小。

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

3 結論與建議

3.1 主要結論

從微觀農戶角度出發，就農戶參與鄉村治理意愿問題，通過對香坊區2個鄉鎮10個村莊170戶農戶進行問卷調研，構建16個影響因素指標體系，運用Logit二元回歸模型分析農戶參與鄉村治理意愿的影響因素，得到以下結論：年齡（x2）與農戶參與鄉村治理意愿呈顯著負相關；文化程度（x3）、了解所在村莊事務的主要渠道（x14）、是否認可村領導解決問題的能力（x8）、對村委會干部認可程度（x10）、對現在治理方式是否滿意（x15）、鄉村治理是否應該全民參與（x12）與農戶參與鄉村治理意愿呈顯著正相關。

表3 自變量回歸結果Table 3 Regression results of independent variables

3.2 討論與建議

中國的鄉村得以保持高度的自治狀態是中華民族五千年的歷史潮流中不斷探索，要實現治理有效，發揮村民的主體作用是關鍵，只要當村民參與到鄉村事務中，鄉村治理才能向良治和善治的方向發展。