三峡大学 湖北省宜昌市 443002
摘要:本文主要基于共同缔造理念,从村民这一治理主体视角出发,探讨当前共同缔造理念下村民参与乡村治理意愿的影响因素及方向。通过问卷调查收集相关数据,运用多元有序 Logistic 模型对村民参与乡村治理的意愿进行回归分析,分析结果显示共同缔造因素、态度、主观规范、人居环境整治满意度显著正向影响村民参与意愿。
关键词:共同缔造、参与意愿、影响因素
Abstract: Based on the concept of co-creating and from the perspective of villagers as the main body of governance, this paper discusses the influencing factors and directions of villagers' willingness to participate in rural governance under the current concept of co-creating. Relevant data are collected through questionnaires and regression analysis of villagers' willingness to participate in rural governance is carried out by using the multivariate ordered logistic model, and the analysis results show that co-creating factors, attitudes, subjective norms, and satisfaction with the improvement of the human habitat environment significantly and positively affect villagers' willingness to participate.
Keywords: co-creating, willingness to participate, influencing factors
一、引言
党的二十大提出,健全共建共治共享的社会治理制度,提升社会治理效能,健全城乡社区治理体系,建设人人有责、人人尽责、人人享有的社会治理共同体,进一步明确了国家治理体系和治理能力现代化的具体要求。
“共同缔造”正是在这一背景下形成和发展的。高速发展的市场经济在解放农村生产力、激发农民积极性的同时也冲击着传统乡村社会格局,如何发挥村民主体性问题值得深思,如何提高村民参与村庄事务治理的意愿,并以此发挥治理主体的作用,乃至提高完善基层治理体系,进而为乡村发展提供思考。
二、文献回顾
在我国,多数学者认为共同缔造理念的思想源头或多或少受到了参与式治理的公共参与方式的影响[1][2][3][4]。国外更多是以公众参与形式体现,其中“公众参与阶梯理论”将公众参与划分为阶梯形式以此衡量公众参与程度[5]。在实际应用中,学者们认为搭建共同缔造工作坊[1]、建立多方力量共治共管的组织机制[6]、构建可持续可自治的治理体系[2]可以有效调动相关者参与,同时认为社区嵌入性越强,对有组织公共参与等方面具有更强的能力[7]。其中根据社区特征可以划分为历史文化社区、城市老旧社区、城市新社区、更新型村庄社区、生态型村庄社区等社区类型,不同类型社区在人口、空间、社会等方面均存在差异,在开展共同缔造的过程中需要分类施策[8]。
村民参与乡村治理意愿的影响因素研究方面,从内部分析,个体特征方面性别、年龄、婚姻状况、教育程度、政治身份、收入状况等均是影响村民参与乡村治理的前因变量[9][10]。村民具有明显的从众倾向,通常比较看重邻居、亲友等群体意见;而态度上的赞同会使其更有尝试参与的意愿[11]。同时、知觉行为控制对农户的参与意愿具有显著正影响[12]。从外部来看,主要包括个体所置身的自然环境和社会环境。比如自然资源禀赋、社群属性与应用规则设置将有效影响参与者的行为选择[13]。
三、研究设计
(一)数据来源
本文数据源于对荆州市X镇村民以实地调查形式发放的问卷,X镇作为传统农业大镇,多数村庄仍保留传统的村庄特征,历史传承性、地域性、血缘和亲缘性得到较好延续,符合生态型村庄社区特点。近年来伴随文旅结合、农旅结合发展,也延伸了一批优秀发展项目,征地拆迁后形成了大型搬迁小区,具有较好区位条件,符合更新型村庄社区特点。本研究问卷采用李克特五分制来设计量表,主要包括3大部分共35个题项。本次调查共计发放问卷450份,回收有效问卷414份,占发放问卷总数的92%。其中包括更新型村庄195份,生态型村庄219份。
(二)变量测量及描述性统计
本文选择村民参与乡村治理的意愿作为被解释变量(Y)。根据前文梳理,本课题核心解释变量主要从共同缔造因素、态度、主观规范、知觉行为控制、人居环境整治满意度、集体经济发展满意度进行分析,将村民性别、年龄、文化程度、身体健康状况、政治面貌、家庭人均年收入纳入控制变量[14]。
变量名称 | 变量代码 | 变量赋值 | 均值 | 标准差 | |
因变量 | 参与意愿:是否愿意参与乡村治理 | Y | 1=不愿意;2=比较愿意;3=愿意 | 2.12 | 0.802 |
控制变量 | 性别 | X1 | 0=男;1=女 | 0.45 | 0.498 |
年龄 | X2 | 1=18-34岁;2=35-44岁;3=45-54岁;4=55岁及以上 | 2.64 | 1.061 | |
文化程度 | X3 | 1=小学及以下;2=初中;3=中专/高中;4=大专及以上 | 2.36 | 0.946 | |
身体健康状况 | X4 | 1=不好;2=比较不好;3=一般;4=比较好;5=非常好 | 3.9 | 0.946 | |
政治面貌 | X5 | 0=中共党员;1=非中共党员 | 0.84 | 0.367 | |
家庭人均年收入 | X6 | 1=2万元以下;2=2万-3万以内;3=3万-4万以内;4=4万及以上 | 2.73 | 0.946 | |
自变量 | 共同缔造因素 | X7 | 1=覆盖程度不好,2=覆盖程度比较不好,3=覆盖程度一般,4=覆盖程度比较好,5=覆盖程度非常好 | 3.26 | 0.92 |
态度 | X8 | 1=不积极,2=比较不积极,3=一般,4=比较积极,5=非常积极 | 3.55 | 1.047 | |
主观规范 | X9 | 1=外界不支持,2=外界比较不支持,3=外界一般支持,4=外界比较支持,5=外界非常支持 | 3.6 | 1.017 | |
知觉行为控制 | X10 | 1=感知效能不好,2=感知效能比较不好,3=感知效能一般,4=感知效能比较好,5=感知效能非常好 | 3.21 | 1.061 | |
人居环境整治满意度 | X11 | 1=不满意;2=较不满意;3=一般;4=较满意;5=非常满意 | 3.86 | 0.94 | |
集体经济发展满意度 | X12 | 1=不满意;2=较不满意;3=一般;4=较满意;5=非常满意 | 3.64 | 0.966 |
(三)模型构建
本文采用多元有序Logistic回归模型进行实证分析。其完整模型形式是:
(4‑1) |
(4‑2) |
式中,P为村民参与乡村治理意愿的概率,X(i=1,2,......,m)为解释变量,即主要影响因素;为常数项表示截距,i(i=1,2,......,m)为第i个影响因素的回归系数。
四、研究结果及分析
(一)模型拟合信息检验结果
进行多重共线性检验,结果表4-1所示,其中容忍度>0.1,VIF即方差膨胀因子<10,因此核心解释变量之间不存在多重共线性。
变量 | 共线性统计 | 变量 | 共线性统计 变量 | ||
容许 | VIF | 容许 VIF | VIF | ||
性别X1 | 0.952 | 1.050 | 共同缔造因素X7 | 0.374 | 2.677 |
年龄X2 | 0.593 | 1.687 | 态度X8 | 0.34 | 2.943 |
文化程度X3 | 0.488 | 2.050 | 主观规范X9 | 0.362 | 2.759 |
身体健康状况X4 | 0.733 | 1.364 | 知觉行为控制X10 | 0.408 | 2.451 |
政治面貌X5 | 0.797 | 1.254 | 人居环境整治满意度X11 | 0.461 | 2.168 |
家庭人均年收入X6 | 0.688 | 1.453 | 集体经济发展满意度X12 | 0.466 | 2.148 |
表4-1 共线性检验
同时,多元有序Logistic回归模型对解释变量系数相等的假设进行检验,即平行性检验,显示P值为0.237,远大于0.05,不拒绝原假设,说明模型适合使用多元有序Logistic回归模型进行分析。
(二)回归结果
利用SPSS 22.0统计软件进行多元有序Logistic回归分析,分为整体、更新型、生态型三个模型,结果如表4-2。
表4-2共同缔造理念下村民参与乡村治理意愿影响因素的回归分析
变量 | 整体 | 更新型 | 生态型 |
性别X1 | -0.447* | 0.546 | -0.973*** |
年龄X2 | -0.174 | 0.045 | -0.287 |
文化程度X3 | -0.281* | 0.094 | -0.441* |
身体健康状况X4 | 0.019 | 0.005 | -0.046 |
政治面貌X5 | -0.364 | 0.343 | -0.574 |
家庭人均年收入X6 | 0.056 | 0.58* | -0.087 |
共同缔造因素X7 | 0.647*** | 1.038*** | 0.392 |
态度X8 | 0.881*** | 0.839*** | 0.943*** |
主观规范X9 | 0.519*** | 0.166 | 0.669*** |
知觉行为控制X10 | 0.116 | 0.353 | 0.233 |
人居环境整治满意度X11 | 0.371** | 0.177 | 0.555** |
集体经济发展满意度X12 | 0.193 | 0.738** | -0.206 |
注:*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著。
五、结论及建议
(一)结论
一是对于全样本而言,村民参与乡村治理意愿受到共同缔造因素、态度、主观规范、人居环境整治满意度正向影响,受到性别的负向影响,认为共同缔造因素覆盖程度越好、态度越积极、主观规范上受外界组织或个人影响越大、人居环境满意度越高、性别为男性时,越能提高村民参与意愿。二是不同村庄类型村民在参与乡村治理意愿的影响因素存在差异。对更新型村庄来说,村民参与乡村治理意愿受到共同缔造因素、态度、集体经济发展满意度、家庭人均年收入的正向影响。对生态型村庄来说,村民参与乡村治理意愿受到态度、主观规范、人居环境整治满意度正向影响,受到性别、文化程度的负向影响,
(二)建议
一是注重共同缔造氛围营造,提升参与态度情感,让村民了解认识乡村治理与自身生活和利益的关系,化被动为主动;二是畅通共同缔造参与渠道,加快更新型社区建设,畅通村民参与的社区组织,制定村规民约,利用“积分制”做好活动开展,提高共同缔造因素的覆盖程度;三是拓展参与人群范围,完善生态型村庄参与环境,重视家庭族群及乡贤对个人的影响,发挥基层党组织作用,加速人才梯度培养;四是重视村庄差异,因地制宜改善村民生产生活的外部环境,优化宜居宜业综合环境。
【参 考 文 献】
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