摘 要 基于內生動力與可行能力的雙元解釋框架，采用鄂、湘、黔、川四省的調查數據，分析了責任意識與資源稟賦對農民社會治理參與水平的影響。研究發現，農民社會治理參與水平偏低，呈現出“政治建設參與>文化建設參與>社會服務參與>經濟建設參與”的結構特征。其中，較之沒有外出務工經歷的農民，回流農民社會治理參與水平更低。責任意識和資源稟賦均對提升農民社會治理參與水平有積極影響，且在青年農民和回流農民群體中更加顯著。此外，控制變量中的利益相關度、自我效能感也對農民社會治理參與水平有積極影響。為此，在鄉村治理實踐中，要突出農民主體地位，強化農民責任意識、完善利益聯結機制，提升農民資源稟賦與自我效能感。

　　關鍵詞 責任意識;資源稟賦;內生動力;可行能力;社會治理參與

　　全面實施鄉村振興戰略，治理有效是基礎。打造共建共治共享的社會治理格局，離不開公眾參與。《鄉村振興戰略規劃(2018—2022年)》強調要發揮農民在鄉村振興中的主體作用。可見，無論是打造共建共治共享治理新格局還是實施鄉村振興戰略，都離不開農民的積極參與。然而，我國鄉村治理面臨著農民參與積極性不高、參與水平低的現實困境。如，崔曉芳指出，普通農民在鄉村治理中處于“集體失語”狀態[1];張翠娥等基于對魯、浙、贛、鄂、川五省的調研發現，42.8%的農民從未參加過任何社會治理活動[2];本課題組基于在鄂、湘、黔、川四省的調研發現，23.19%的農民從未參加過任何社會治理活動。制度建設、經濟發展、文化傳統等結構情境與農民的主體性均是影響農民社會治理參與的重要因素。當前，學界對結構情境制約的探討已較為透徹，但對農民主體性的研究相對較少。因此，聚焦農民主體性、深化農民社會治理參與研究顯得尤為必要。

　　一、文獻回顧

　　在構建共建共治共享新格局背景下，農民社會治理參與成為學界關注的熱點問題。具體來說，學界圍繞鄉村社會治理參與現狀及其影響因素兩個方面展開了研究。

　　1.鄉村社會治理參與現狀多元化主體參與是我國鄉村治理實踐的基本樣態，但不同類型主體的參與方式和參與效果存在差異。

　　(1)組織化主體通過地緣關系、血緣關系、利益關系將農民組織起來進而形成鄉村公共事務的治理力量。如，各地農村通過治理單元下沉、重塑自治主體等手段[3]，探索成立了“村民理事會”“道德評議會”“鄉賢參事會”等村民自治組織，以“微自治”的方式激發基層自治活力;農民合作社以經濟要素為紐帶將農民組織起來，通過“利益導控”引導農民行為，進而發展成為集經濟實力、組織認同、權威基礎為一體的新型治理主體[4⁃5];外來企業通過“資本下鄉”進入農村，與土地結合實現與農民的聯系，可能對農村社會治理產生積極效應，亦可能吸納村莊非正式權威破壞村莊穩定環境[6]，這取決于外部資本能否嵌入村莊社會[7]。在宗族地區，宗族制度權威能在正式制度權威缺位、失靈時進行有益補充，與正式制度共同推動鄉村治理[8]。

　　(2)鄉土精英因其豐富的行政、經濟、文化資源成為基層治理的重要力量。如，以駐村工作隊為代表的干部通過非科層化運作的方式，打破了傳統鄉村治理功能分割的困局，提升了鄉村治理水平[9];以村干部為代表的能人、以創業農民為代表的富人、以教師為代表的有文化和有威望的人利用自身資源推動村莊公共事務發展，在基層社會治理中發揮帶頭引領效應。(3)普通農民在鄉村治理實踐過程中處于被動的弱勢地位。我國鄉村治理體制仍保持集權化和行政化特征，村務決策由少數干部操控[10]。與農民自身利益相關的大多數決策，農民很少有參與的機會;對于村莊公共事務，農民的參與權、利益表達權以及監督權也未被重視[11⁃12]。即使農民參與了包括選舉在內的制度性活動，其對于決策的影響也是有限的，因而除了常見的日常抵抗和依法抗爭外，農民參與選舉的積極性也相對不足[13]。總的來說，農民在鄉村治理中的作用尚未得到應有的重視。

　　2.農民社會治理參與的影響因素

　　關于農民社會治理參與的影響因素，已有研究主要從結構性視角和主體性視角展開分析。(1)結構性視角認為，制度環境、經濟環境和文化傳統是影響農民參與鄉村治理的重要因素。

　　第一，就制度環境而言，首先，村民自治制度不健全，難以提供有效的制度保障。相關制度多為原則性規定，沒有建立可操作化的程序性制度，缺乏民主協商和溝通協調的平臺[14]，導致選舉制度走過場、民主管理與監督形式化、農民的利益難以通過參與行為得到滿足，最終造成農民對鄉村治理參與的冷漠[15]。其次，村民自治制度執行不規范，難以發揮村民的作用。政府“大包大攬”、過度主導的行為將農民排斥在參與范圍之外;地方政府及其負責人權力集中，難以得到有效的監督和約束，侵犯了農民的表達權[16];基層干部對上負責、對下消極的方式擠壓了農民的參與空間[17⁃18]。

　　最后，基層黨組織力量薄弱，難以激發農民參與治理的積極性。基層民主建設弱化、虛化，村委會缺乏凝聚力、號召力，黨員干部工作適應能力偏低，與農民群眾關系不密切，無法有效調動農民在基層治理實踐中的自主性和積極性[19⁃20]。第二，就經濟環境而言，在城鄉發展不均衡背景下，農村勞動力大規模外流，這是造成農民參與不足的客觀原因[21⁃22]。對非流動農民來說，發達的集體經濟有利于提高農民的參與意識和參與能力[23]，集體經濟瓦解會造成農民與村莊依賴關系的解體，進而導致鄉村治理中的農民不合作、不參與問題[24]。第三，就文化傳統而言，我國農村長期以來民主自治文化缺失，農民主體意識薄弱，講究人情，淡漠法制，這會影響農民參與村莊公共事務的價值觀和行為[25]。

　　(2)主體性視角認為，參與意識和參與能力是影響農民參與鄉村治理的重要因素。其中，工具理性視角認為，農民的行動受“投資邏輯”決定[26]，農民是否參與環境治理取決于在參與行為中的利益得失[27⁃28]。有研究發現，利益相關程度與農民的參與行為密切相關[29⁃31]。如，廣大農民為了獲取生產資料，愿意將大部分精力放在經濟活動中，而非無法給自己帶來經濟收入的村務治理中[15]。價值理性視角認為，農民是社會性的個體，其社會治理參與受責任與義務等社會規范影響，是以公共利益為行為取向的社會行為。有研究指出，責任意識有利于提升農民社會治理參與意愿[32⁃33]，在鄉村建設行動中承擔責任的農民可能會成為更成熟的積極公民[34]。

　　參與能力分為主觀能力和客觀能力。就主觀能力而言，效能感是重要的心理資源，它可以有效提升農民的政治參與水平[35]，其影響在不同時期[36]，以及不同性別[37]、不同參與經驗[38]的個體身上具有一定的穩定性。就客觀能力而言，行動者實踐不可避免地受到內外部資源條件的約束，其中資源稟賦是影響農民社會參與實踐的重要條必要條件。以收入水平為主的經濟地位、以受教育程度為主的人力資本、以黨員身份為主的政治資本以及以關系網絡為主的社會資本等資源稟賦均會影響農民社會參與。需要指出的是，在不同的研究中，收入水平、受教育程度等因素對農民社會參與的影響是不一致的[39⁃41]，上述因素對于農民社會治理參與行為的影響效應有待進一步驗證。關于鄉村社會治理參與的成果較為豐富，但在以下方面有待拓展。

　　其一，從研究對象看，學界大多關注基層自治組織、農村專業合作組織、鄉村精英等治理主體，忽視了治理資源較少的農民群眾的作用。其二，從研究內容看，已有文獻多探討農民的政治參與、經濟參與，對于文化建設參與、社會建設參與的關注較少，這無法呈現農民參與鄉村治理的整體圖景。其三，從研究視角看，學界從結構性視角探討影響農民社會參與的宏觀條件已經形成共識，從主體性視角入手的既有研究多將農民社會治理參與視為工具理性行為，忽視了公共精神、責任意識等價值理性要素的影響，因此從主體性視角開展研究仍有較大拓展空間。其四，從研究方法看，通過設計科學量表將農民社會參與行為進行操作化的定量研究相對較少。基于上述分析，本文擬以農民為研究對象，采用鄂、湘、貴、川四省的調研數據，聚焦于農民參與的主體性因素，從內生動力和可行能力兩個維度探討責任意識與資源稟賦對農民社會治理參與水平的影響。

　　二、分析框架與研究假設

　　1.分析框架

　　農民能否真正在鄉村治理中發揮作用，取決于其參與行為[42]。目前，學界對于影響農民參與行為的結構性因素研究已經比較充分。有待深入探究的問題是，在結構情境給定條件下，農民的參與行為是否以及如何受到內生動力和可行能力等主體因素的影響?基層社會治理參與并非純粹的經濟行為，而是一種積極、能動的社會理性行動[43]。社會行為與行動者動機直接相關。基于行動者動機，理性行為可以劃分為工具理性和價值理性兩種理想類型。然而，正如韋伯所言，社會行為的動機是復雜的，往往是多種動機的混合[44]。在鄉村治理參與實踐中，農民有追求生存理性的私利性，也有追求鄉村利益的公共性[45]，其社會治理參與既可能受到工具理性因素的影響，也可能受到價值理性因素的影響。當前，學界多從工具理性視角分析農民的治理參與行為，從價值理性視角關注農民治理參與行為的研究較為欠缺，這恰恰是本文的關注重點所在。

　　一般而言，責任意識是價值理性因素中的重要變量。作為一種內化于心的力量，責任意識不僅代表著農民對公共事務的態度和關注度，還構成了農民參與社會治理的內生動力。然而，有內生動力并不必然產生社會治理參與行為。從內生動力轉化為實際行動，還離不開相應的可行能力。可行能力是一種實現各種可能的功能性活動組合的實質自由[46]，是理解農民社會治理參與行為的重要能動因素。對農民而言，可行能力包括主觀的自我效能感與客觀的資源稟賦。其中，資源稟賦體現為經濟地位、人力資本、政治資本和社會資本這四個維度。如前所述，關于自我效能感對農民參與行為的影響，學界的研究已較為充分，為此，本文重點關注可行能力的另一個方面——資源稟賦對農民參與行為的影響。基于上述觀點，本文構建了基于內生動力與可行能力的雙元分析框架，探討責任意識和資源稟賦對農民社會治理參與水平的可能影響。

　　2.研究假設

　　(1)責任意識與農民社會治理參與水平。責任反映了一個人對他人或群體的職責和使命，責任意識是一種積極的認知和情感態度[47]。行為博弈實驗表明，責任意識是影響個體行為決策的重要因素，具有較強責任意識的個體表現出更多的符合社會規范期望的行為[48⁃49]。農民參與公共事務的行為結合了自身的利益性和對他人的責任意識，利益和情感是其參與社區公共事務的原動力[50]，責任意識將這種參與行為轉化為持續自覺參與的動力[51]。

　　而缺乏責任意識的居民則不覺得社區建設與自己有什么關系，認為社區公共事務是精英的事務，是老板們、政治家們的事務，這種觀念制約了人們的參與行為[52]。對農民來說，責任意識分為公共責任意識和家鄉責任意識。有一定公共責任意識的農民，具有關心公共利益并勇于維護自身正當利益的積極態度和精神風貌[53]，一般情況下能主動地參與公共事務。有一定家鄉責任意識的農民，他們往往對村莊事務參與擁有較低的心理成本，對于參與行為所帶來的村莊改善結果預期較好[54]，且會在鄉村治理場域中充分發揮典型示范與帶動作用。由此，責任意識是農民開始并持續參與鄉村治理的內生動力，責任意識越強，其參與基層社會治理的意愿越高，也就越可能產生基層社會治理參與行為。基于以上分析，本文提出如下假設：H1：責任意識越強，農民社會治理參與水平越高。

　　(2)資源稟賦與農民社會治理參與水平。基于資本的實踐理論認為，行為主體會根據自身條件做出合適的選擇[55]。對于農民而言，自身條件多體現于所擁有的經濟地位、人力資本、政治資本和社會資本。經濟地位是經濟資本的體現形式，其決定了農民社會參與的物質基礎[56]。

　　人力資本對人們的行為方式有深刻影響，受教育程度、互聯網使用程度代表著農民對現代知識的積累和新興技術的掌握程度，是農民人力資本的主要測量指標。高學歷、熟練運用互聯網的人才在提高農村治理效能、產業興旺程度和現代化程度方面大有可為[57]。政治身份承載著相應的責任，也意味著擁有一定的資源，黨員身份和基層干部身份均有利于農民投身村莊公共事務[39]。社會資本是一個人可以有效調動的關系網絡規模以及這些關系網絡中蘊含的各種資源。社會網絡資源豐富、社區交往狀況較好的農民可以較好地獲得并分享關于活動參與的信息，增強網絡成員的集體行動意識，影響其行為決策，從而對基層社會治理參與行為產生積極影響[58-59]。有研究表明，家庭廣泛的親友關系[60]、與村委會的廣泛接觸[2]可以提高農民參與村莊公共事務的意愿，遵循普遍互惠關系的社區可以更有效地解決集體行動困境[61]。由此，農民的資源稟賦為其有效參與基層社會治理提供了條件。

　　三、數據、變量與方法

　　1.數據來源

　　本文研究數據源于課題組于2018年8月至9月以及2019年7月至8月的問卷調查。調查樣本選取方式如下：首先，根據回流人口分布特征，在中西部地區選取湖北省棗陽市和谷城縣、湖南省醴陵市和攸縣、四川省廣漢市和羅江區、貴州省播州區和正安縣8個縣(市、區)。其次，在以上每個縣(市、區)分別抽取4至6個行政村(小區)、4個企業以及1條商業街。最后，在每個行政村(小區)進行系統抽樣，在企業采取整群抽樣，在商業街進行立意抽樣開展問卷調查。調查共回收有效問卷1644份，其中農民問卷 1144 份，居民問卷 500 份。剔除關鍵變量缺失值后，最終獲得適合本研究的農民樣本914個。

　　2.變量及測量

　　(1)被解釋變量。

　　本文的被解釋變量是農民社會治理參與水平，具體包括農民對經濟建設、政治建設、文化建設和社會服務四個領域的參與水平，用農民實際參與的行為類型數進行測量。對于經濟建設參與行為，通過詢問受訪者“您是否參加過下列助推本地經濟發展的活動?”進行測量，選項包括向相關部門提供咨詢建議、為就業困難人員提供就業信息、分享經營經驗等11項活動。本文將參與1種及以上經濟建設活動的賦值為1，將未參與任何經濟建設活動的賦值為0，生成“是否參與經濟建設”變量。同理，將參與過“作為選舉人參與社區選舉活動”“作為被選舉人參與社區選舉活動”“向社區提建議”等10項政治建設活動中任何1項活動的賦值為1，將未參與任何政治建設活動的賦值為0，生成“是否參與政治建設”變量;將參與過“捐建社區文體活動室”“群眾性娛樂活動”“科普教育活動”等 10 項文化建設活動中任何 1 項活動的賦值為 1，將未參與任何文化建設活動的賦值為 0，生成“是否參與文化建設”變量;將參與過“照顧老人、兒童或殘障人士”“社區環境綠化活動”“幫扶困難群眾”等7項社會服務活動中任何1項活動的賦值為1，將未參與任何社會服務活動的賦值為0，生成“是否參與社會服務”變量。將以上 4 項指標的得分相加，得到“農民社會治理參與水平”這一計數型變量。

　　(2)解釋變量。

　　本文的解釋變量是農民的責任意識水平和資源稟賦水平。責任意識水平通過詢問受訪者對以下八個題項的認可程度進行測量。即：“我有責任向政府有關部門反映自己的意見、建議”“我有責任幫助利益受損的弱勢群體尋求解決途徑”“我有責任在公共場合主動反映群眾的意見”“我有權利揭發和舉報相關違法亂紀現象”“我有責任為促進家鄉經濟發展獻一份力”“我有責任為促進家鄉文化繁榮獻一份力”“我有責任為促進家鄉政治建設獻一份力”和“我有責任為促進家鄉社會建設獻一份力”。將受訪者對每個題項的回答按如下規則賦值：“完全不同意=1，不太同意=2，一般=3，比較同意=4，完全同意=5”。

　　八個題項信度測量的Cronbach’s α 系數為0.912，表明信度非常高;KMO值為0.904，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為7959.141，相伴概率值為0.000，表明適合做因子分析。通過主成分法提取到兩個公因子，分別命名為“公共責任意識因子”和“家鄉責任意識因子”，根據各自的解釋方差生成一個復合因子，將其命名為“責任意識因子”①，取值范圍為1~100。資源稟賦水平由經濟地位、人力資本、政治資本和社會資本四個指標構成。

　　其中，經濟地位是一個主觀變量，根據受訪者的回答賦值。人力資本由受教育程度和互聯網使用頻度兩個題項組成。政治資本由黨員身份和基層干部身份兩個題項組成，分別通過詢問受訪者“是否為中共黨員”和“是否為村鎮干部”進行測量。社會資本包括社會網絡資源和社區交往狀況兩個指標。前者通過詢問受訪者“與您關系較為密切的親友有多少人?”“與您關系較為密切的村干部有多少人?”并取兩類人數之和進行測量;后者通過詢問受訪者與村民對各項互動行為的頻繁程度進行測量，具體互動活動包括“見面時打招呼”“在一起拉家常”“逢年過節互致問候”“平時互相串門”“日常生活相互幫點小忙”“對方有經濟困難時借錢捐物”等15項，將受訪者對各項互動頻度的回答作如下賦值：“從不=1，很少=2，偶爾=3，經常=4”。以上 15 個題項的 Cronbach’s α 系數為 0.867，說明信度非常高;KMO 值為0.885，Bartlett球形檢驗的近似卡方值為4788.024，相伴概率值為0.000，表明適合做因子分析。通過主成分法提取出3個公因子，根據各自的解釋方差，生成一個復合因子，將其命名為“社區交往因子”。最后，采用熵值法對各指標進行賦權，進而通過加權平均法算出農民的綜合資源稟賦水平，取值范圍為0.003~0.920。

　　(3)控制變量。除上述解釋變量外，根據既有的研究發現，本文還納入了性別、年齡、健康狀況、農民類型、縣域特征、利益相關度和自我效能感作為控制變量。

　　3.研究方法

　　(1)熵值法。資源稟賦是對農民經濟地位、人力資本、政治資本與社會資本的綜合考量，因測量指標較多，且指標量綱各異，難以測量農民的綜合資源稟賦水平。而熵值法可以通過消除指標量綱差異、對各指標進行客觀賦權等方式解決該問題。參照相關研究的處理方法[62]，本文利用熵值法對各資源稟賦指標進行賦權，通過加權平均得到農民綜合資源稟賦水平。

　　四、結果分析

　　1.農民社會治理參與水平的結構特征農民社會治理參與水平的均值為1.914，整體參與水平有待提高。具體來看，從未參與基層治理活動的農民占比23.19%，有1類、2類、3類和4類基層治理參與行為的占比依次為22.54%、16.19%、15.86%和22.21%。分農民類型而言，回流農民與非回流農民社會治理參與水平的均值分別為1.841、2.005，t檢驗結果顯示回流農民社會治理參與水平顯著更低(t=1.658，P=0.098)。

　　可見，回流農民在社會治理參與中的骨干作用尚未充分發揮。分社會治理活動類型而言，農民社會治理參與水平呈現出“政治建設參與(0.536)>文化建設參與(0.479)>社會服務參與(0.452)>經濟建設參與(0.446)”的結構特征。可能的解釋是，在農村實踐中基層自治活動參與為剛性要求，其他活動參與多為彈性倡議。此外，與文化建設、社會公益活動相比，經濟發展活動對知識、技能、資金等專業水平或資源條件要求較高，農民擔心自身條件達不到而不愿參與，或因條件確實達不到而不能參與，導致經濟發展活動的參與比例相對較低，這也體現了可行能力不足對個體參與實踐的影響。

　　2.農民社會治理參與水平的影響因素

　　本文采用Poisson回歸模型估計農民社會治理參與水平的影響因素，采用Logit回歸模型估計子維度變量的影響因素。模型1的被解釋變量為社會治理參與水平，模型2至模型5的被解釋變量依次為是否參與經濟建設、是否參與政治建設、是否參與文化建設和是否參與社會服務。

　　(1)責任意識、資源稟賦對農民社會治理參與水平的影響。模型1的估計結果顯示，責任意識能顯著促進農民社會治理參與，其每提升1個單位，農民社會治理參與水平提高0.8%(P<0.01)。資源稟賦能顯著提升農民社會治理參與水平，其每增加 1 個單位，農民社會治理參與水平提升 126.4%(P<0.01)。

　　可見，責任意識、資源稟賦對農民社會治理參與水平具有較強的解釋力，假設1、假設2均初步通過驗證。控制變量中，利益相關度、自我效能感、年齡與農民社會治理參與水平顯著正相關，年齡的平方與農民社會治理參與程度顯著負相關，男性農民的社會治理參與水平更高。可見，利益相關度、自我效能感是促進農民參與村莊公共事務的重要解釋變量，這與既有研究的結論一致。年齡與農民社會治理參與水平呈倒“U”形關系，即：在早期階段，農民的社會治理參與水平會隨年齡增長而提高，但當年齡增長到某個拐點后，農民的社會治理參與水平會隨年齡的進一步增長而下降。受傳統性別文化影響，男性農民作為戶主參與基層社會治理活動較多，而女性農民則因忙于家庭內部事務[63]無暇參與社會治理。

　　(2)責任意識、資源稟賦對農民是否參與經濟、政治、文化建設和社會服務活動的影響。估計結果顯示，責任意識與資源稟賦能顯著促進農民參與經濟建設、政治建設、文化建設和社會服務活動，且均在1%的統計水平上顯著，H1和H2在各子維度通過驗證。責任意識因子每提高1個單位，農民參與經濟建設、政治建設、文化建設和社會服務的發生比依次增加 1.6%、2.1%、1.8% 和 1.2%;綜合資源稟賦每增加1個單位，農民參與經濟建設、政治建設、文化建設和社會服務的發生比將變成原來的7.213 倍 、11.796倍 、27.015倍 和72.316倍。

　　比較而言，資源稟賦對農民社會服務參與的促進效應最強，責任意識對農民政治建設參與的促進效應最強。可能的解釋是，資源稟賦為人們參與社會服務活動提供了能力保障，責任意識則使農民更關注基層選舉等關系村莊公共利益的政治建設活動。控制變量中，利益相關度與四個維度的治理參與行為均顯著正相關，自我效能感與農民參與經濟建設、文化建設和社會服務活動顯著正相關，男性農民參加經濟建設、社會服務活動的發生比是女性農民的1.405倍和1.499倍，年齡與經濟建設參與呈倒“U”型關系。

　　綜上，責任意識與資源稟賦均顯著提高了農民社會治理參與水平，說明農民將“建設家鄉”的社會規范期望內化為個體規范，產生了合乎價值理性的行為取向，并從資源稟賦中獲得了社會治理參與的客觀能力。此外，利益相關度與自我效能感也具有顯著的積極效應，體現了合乎工具理性的行為取向，以及主觀參與能力的重要性。由此來看，農民社會治理參與是一種兼具工具理性與價值理性的社會行為，資源稟賦與效能感是重要的能力保障因素。

　　3.主效應的穩健性檢驗為了進一步驗證責任意識和資源稟賦對農民社會治理參與水平的影響關系，本文采用換模型、換因變量和換自變量的測量方式進行驗證。具體來說，模型 6將社會治理水平當作定序變量，進行Ordered Probit回歸;在模型7中，將因變量更換為“是否參與社會治理”二分變量，進行Logit回歸;模型8用“公共責任意識因子”和“家鄉責任意識因子”測量責任意識，進行Poisson回歸。表3中模型6、模型7與模型8的估計結果與上文分析無顯著差異，說明回歸結果是穩健的。

　　五、結論與啟示

　　本文構建了“內生動力—可行能力”的分析框架，探討責任意識和資源稟賦對農民社會治理參與水平的可能影響。研究發現，總體來看，農民社會治理參與水平偏低，仍有較大提升空間。分治理活動類型來看，農民社會治理參與水平呈現出“政治建設參與>文化建設參與>社會服務參與>經濟建設參與”的特征;分群體來看，與沒有外出務工經歷的農民相比，回流農民社會治理參與水平更低。

　　責任意識、資源稟賦均顯著提高農民社會治理參與水平，即責任意識越強，農民社會治理參與水平越高;資源稟賦越高，農民社會治理參與水平越高，假設1 和假設 2 均得到支持。責任意識、資源稟賦對農民社會治理參與水平的促進效應因出生隊列、農民類型等群體特征不同而存在一定差異。其中，責任意識對“90 后”農民社會治理參與水平的促進作用最強，資源稟賦對“80后”農民社會治理參與的促進作用最強;責任意識對非回流農民的促進效應更強，資源稟賦對回流農民的促進效應更強。

　　此外，控制變量中，利益相關度、自我效能感也對農民社會治理參與水平具有積極影響。上述研究發現表明，內生動力(責任意識、利益相關度)與可行能力(資源稟賦、自我效能感)均是影響農民社會治理參與水平的重要因素。農民社會治理參與并非純粹的經濟理性行為，而是一種社會理性行為。在探討農民社會治理參與行為時，不能忽視農民對超越工具理性的價值追求及其可行能力的保障作用。在鄉村治理實踐中，應考慮責任意識、資源稟賦對不同出生隊列、不同類型農民的差異效應，加強對年輕人、回流農民等群體的培養，發揮其在鄉村社會治理中的示范帶動作用。研究發現對于打造共建共治共享的社會治理格局具有重要政策啟示。

　　第一，從頂層設計來看，要構建服務型政府，突出農民在基層治理中的主體地位。破解農民主體性缺失困境，需要構建農民與政府的新型合作關系，改變以基層政府為參與主體的“動員式參與”模式，將國家責任轉化為公民責任，促使農民主動進入基層治理場域，這有利于形成國家目標與農民福祉的雙贏格局[69]。此外，要重視青年農民的重要作用，加強對鄉村治理有效主體的培育。

　　第二，從參與意識出發，要強化農民責任意識，完善利益聯結機制。基于“廣大農民對美好生活向往”的共同目標，基層黨組織、各政府部門和全社會應形成合力，培育農民的責任意識和使命感，激發社區意識中的公共精神，使之成為農民參與基層社會治理、實現美好生活追求的不竭內生動力。同時，實現政府與農民間的政策信息對稱，建立農民參與的利益聯結機制，引導農民積極參與到政策落地過程中。第三，從參與能力來看，要提升農民資源稟賦水平與自我效能感。首先，發展村莊經濟，盤活閑置資源，增加農民收入。其次，借助“線上+線下”方式，根據農民實際需求提供的培訓、農業生產、實用技能、新媒體應用等專題培訓，強化農民文化資本積累。同時，要發揮好基層黨組織的作用，發展吸納優秀青年，加強溝通與互動，強化農民持續參與基層社會治理的效能感與行動力。

　　參 考 文 獻

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　　作者：馬艷茹，田北海