居民参与农村社区治理主动性行为的影响因素研究*——基于雅安市465位农村社区居民的调查

龚 莹，王 燕※，王雪舜，胥 强

(1.四川农业大学管理学院，成都 611130； 2.中共雅安市委农工委，四川雅安 625000)

0 引言

党的“十九大”提出了乡村振兴战略，建立德治、法治、自治的乡村治理体系是其重要内容。雅安市在经历“512”大地震和“420”芦山强烈地震后，迅速开展了抗震自救工作，建设完成了232个新村聚居点，形成了农村社区，实现了农村居民由分散居住向适度规模居住。雅安市发布《雅安市新村聚居点管理条例》将村规民约上升为地方立法，规范和约束社区居民的生产生活行为。村规民约如何依靠村民参与社区治理的主动性发生作用，避免其成为一种形式化的规定，需要增强在落实层面的可操作性，需要探讨影响农村社区居民参与社区主动性行为的主要影响因素，提高农村居民参与社区治理的主动性水平，增强村规民约在乡村治理中的法制作用，强化德治对村庄的价值引领。

已有研究证明，主动性行为的影响因素主要包括个体因素和情景因素[1]，目前主动性行为的研究主要是关系研究[2-4]，突出外在因素对主动性行为研究主体的刺激和影响。一是社区委员会的组织程度、质量以及运用权力的能力和社区中是否存在精英团体[5]，对社区规范的认同感以及对社区精神的认同感[6-7]，这些因素都在很大程度上影响着主动性行为，单从主动性行为实施主体的角度出发，研究其影响因素的甚少。其次，针对居民参与社区治理影响因素有很多，研究方式上以综述或定性研究为主，在实地调查研究中提出影响社区居民参与社区治理的因素主要是：经济收入、社会地位、社区认同、社区社会资本、公民政治知识和公民公共精神等[8-9]。实证研究中大多学者都采用了构建回归模型对居民参与社区治理的影响因素分析[10]。

文章运用强互惠理论将社区居民分成强互惠者、合作者及自私者3种类型，以FOGG行为理论构建分析框架，从行为能力、行为动机和行为触发点3个方面分析不同类型的社区成员参与社区主动性的影响因素，探寻提高不同类型社区居民参与治理主动性的路径。

1 研究假设

强互惠行为是维持群体合作秩序的重要手段[11-14]。研究采用Bowles和Gintis的研究结论将社区居民划分为强互惠者、自私者和合作者[15]。强互惠者是在社区中愿意遵循社区治理规范和制度，愿意付出一部分成本去惩罚不准守规范者(卸责者)，并且不希望通过这种惩罚行为使自己在当前或未来获益。这种利他性惩罚行为被称为互惠行为。自私者是总是希望分享社区内共同的劳动成果但却逃避责任，在社区内存在背叛行为、搭便车行为、逃避责任行为的人； 合作者是无条件参与社区治理活动但不会惩罚卸责者的人。

FOGG行为模型理论[16]，即要实现行为的发生，需要3个因素：足够的动机、有能力去转化以及触发去转化的因素， 3个因素需要同时满足才能实现行为的发生。Fogg总结的动机主要有愉悦、希望以及被他人接受； 能力包括时间、金钱、体力劳动、脑力劳动、社会压力和过去的习惯； 触发就是刺激、辅助和信号。[16]

该文依据雅安农村社区实地调研数据，结合强互惠理论对社区居民类型的分类和Fogg行为模型构建了农村居民参与社区治理主动性行为影响因素的理论模型框架，并提出研究假设(以下假设适用于强互惠者、合作者以及自私者3类社区居民)：

假设1：农村居民行为动机对其参与社区治理主动性具有显著的正向相关；

假设2：农村居民行为能力对其参与社区治理主动性具有显著的正向相关；

假设3：农村居民行为触发对其参与社区治理主动性具有显著的正向相关。

2 数据来源和研究方法

2.1 数据来源

该文选定了雅安市农村社区的居民进行问卷调查，选择雅安市6县2区集中居住规模在50户以上的新型农村社区居民发放了465份问卷，共回收问卷450份，问卷回收率为96.7%。剔除了作答不完整，前后逻辑矛盾以及作答不严谨倾向的无效问卷38份，最终有效问卷为412份，占回收问卷的91.5%。

社区居民分类的情景问卷，情景问卷设置A、B、C选项分别对应强互惠者、合作者以及自私者，依据选项确定居民在社区内的身份，被调查的居民中，参与的强互惠者有56人，占有效问卷的13.6%； 合作者比例最大共有228人，占55.3%； 自私者128人，占比31.1%。

3类居民都有如下共性的特征：男女比例1∶2； 年龄大多集中在31岁以上，其中41～50岁被调查农户最多； 超过80%的农户家庭年收入都小于8万元； 85%以上的居民都是高中以下文化； 在社区身份主要是普通居民和一般群众。

2.2 研究方法

农村社区居民参与社区治理主动性行为影响因素量表的问卷，问卷包含1个效标变量(参与社区治理主动性行为)、3个预测变量。3个预测变量是行为动机、行为能力以及行为触发，其中行为动机可测变量是愉悦、希望和别他人接受； 行为能力可测变量是金钱、社会压力、过去的习惯、体力和时间； 行为触发可测变量是刺激、辅助和信号。量表采用Likert 5级量表进行测量，详情见表1。

2.3 模型构建

该文运用多元线性回归方法进行研究，居民参与社区治理主动性行为的模型为：

表1 农村社区居民参与社区治理主动性行为的影响因素

效标变量预测变量 可测变量参与社区治理主动性行为(Y)行为动机(X1)愉悦(D1)希望(D2)被别人所接受(D3)行为能力(X2)金钱(N1)社会压力(N2)过去习惯(N3)体力(N4)时间(N5)行为触发(X3)刺激(C1)辅助(C2)信号(C3)

表2 强互惠者、合作者和自私者量表的因子旋转载荷矩阵

变量强互惠者量表合作者量表自私者量表行为动机愉悦(D1)0.8160.7990.82希望(D2)0.8480.8460.807被别人所接受(D3)0.900 0.820 0.81行为能力金钱(N1)0.8170.7240.694社会压力(N2)0.7650.7310.714过去习惯(N3)0.5550.6670.717体力(N4)0.5010.7030.748时间(N5)0.7360.7350.69行为触发刺激(C1)0.8430.7040.702辅助(C2)0.7250.740 0.799信号(C3)0.8490.7970.723主动参与行为Q10.6670.5150.595Q20.5230.5940.547Q30.6910.4880.504累计方差贡献率74.56966.15965.223KMO0.8220.8820.859Bartlett462.0581241.301668.298Sig0.000 0.000 0.000 提取方法:主成份分析; 旋转方法:Kaiser 标准化最大方差法

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+βnXn+ε

(1)

式(1)中，Y是效标变量，表示居民参与社区治理主动性行为；Xi(i=1， 2， 3)分别是行为动机、行为能力和行为触发；β1、β2、β3、表示预测变量的系数；β0表示常数；ε表示残差。

3 研究结果及分析

3.1 样本信度检验

该研究采用Cronbach′sα一致性系数α来分析信度，选择0.8作为净化测量项目的依据。强互惠者的农村居民参与社区治理主动性的影响因素量表Cronbach′sα信度系数为0.904； 合作者Cronbach′sα信度系数为0.878； 自私者Cronbach′sα信度系数为0.866， 3个量表Cronbach′sα值均大于0.8，因此整个问卷信度都达到了接受水平，样本数据可靠性较高。

3.2 样本效度检验

以因子分析法来验证该研究各量表的结构效度，强互惠者、合作者和自私者量表的结构效度比较好，由表中数据可以看出其KMO样本测度值都大于0.8，同时Bartlett半球体检验都小于0.001，运用主成分分析法进行因素分析后得到的因素结构，各因子的载荷及因素分析的各项指标见表2。分析结果表明强互惠者、合作者和自私者量表结果识别与问卷变量分类基本一致，说明量表在理论逻辑上具有较强的合理性，累计方差贡献率均超过60%。

3.3 多元回归分析

在进行多元回归分析前，为了验证理论框架的合理性，分别对强互惠者、合作者和自私者的行为动机、行为能力、行为触发以及参与主动性行为进行双变量相关分析，得到了强互惠者、合作者以及自私者参与社区治理的行为动机、行为能力、行为触发以及主动性行为4个变量是彼此独立，又相互相关，且显著性(双侧)都小于0.05，具有显著意义。

在多元线性回归的过程中，将采用逐步多元线性回归分析，逐步将变量放入模型中进行检验，最终得到变量的最佳回归方程。

表3 强互惠者、合作者以及自私者逐步多元回归分析

居民角色变量未标准化系数标准化系数BetatSigR2F值B标准误差强互惠者(常量)-0.6930.401-1.7270.090.73748.466行动动机0.420.0770.4245.4820行为能力0.4990.1110.3964.4870行为触发0.2880.0840.2893.4150.001合作者(常量)-0.0170.256-0.0650.9480.49372.605行动动机0.3130.050.3366.3210行为能力0.3220.0710.254.510行为触发0.4070.0630.3366.4230自私者(常量)-0.4490.275-1.630.1060.53747.898行动动机0.1960.0630.2023.1410.002行为能力0.5030.0850.4295.9480行为触发0.3830.0840.3194.550

在强互惠者回归模型中R2为0.737， 3个变量能够解释主动性行为中73.7%的变异。行为动机、行为能力、行为触发Beta值分别为0.424、0， 396、0.289，且Sig值都小于0.05，强互惠者最终回归方程表达式：Y强=0.424X1+0.396X2+0.289X3，表明对于强互惠者来说行为动机、能力和触发与主动性行为都具有显著的正向关系，其中行为动机影响程度最大，依次为行为能力和行为触发。

在合作者回归模型中R2为0.493， 3个变量能够解释主动性行为中49.3%的变异。行为动机、行为能力、行为触发Beta值分别为0.336、0.250、0.336，且Sig值都小于0.05，合作者最终回归方程表达式：Y合=0.366X1+0.250X2+0.336X3，表明对于合作者来说行为动机、能力和触发与主动性行为都具有显著的正向关系，其中行为动机和行为触发影响程度重大且相同，行为能力次之。

在自私者回归模型中R2为0.537， 3个变量能够解释主动性行为中53.7%的变异。行为动机、行为能力、行为触发Beta值分别为0.202、0.429、0.319，且Sig值都小于0.05，自私者最终回归方程表达式：Y自=0.202X1+0.429X2+0.319X3，表明对于自私者来说行为动机、能力和触发与主动性行为都具有显著的正向关系，其中行为能力影响程度第一，依次为行为触发和行为动机。

4 结论与建议

4.1 结论

通过分析结果看出，强互惠者、合作者以及自私者的行为动机、行为能力、行为触发与参与主动性行为都具有显著的正向相关。

(2)居民作为强互惠者或者合作者，都主要受到行为动机因素影响，但前者希望对不遵守社区规范的人惩罚，后者则相反。比较两者行为动机的影响系数，强互惠者影响程度更大，但在社区内强互惠者比例较少，合作者在社区内比例更大。

(3)居民作为合作者，行为触发影响程度和行为动机一样，外界的刺激、辅助以及信号是其发生主动性行为的关键因素。

(4)居民作为自私者，行为能力影响程度远远高于其他两个因素，自私者的主动性行为着重于自身是否有能力去参与。这个能力包括了金钱、时间、体力能力、过去习惯和社会压力。

4.2 建议

(1)构建强互惠者认可机制，稳定其强互惠行为发生。强互惠者参与社区治理的主动性最强，会对群体内不合作者、卸责者进行惩罚，惩罚行为本身为其提供了弥补高惩罚成本的效用满足。参与社区治理的行为动机是依靠惩罚不遵守规范的人获得的内心满足而受到的激励，虽然社区内强互惠者比例较少，但强互惠者可以凭借其社会地位、经济地位、激起群体中其他成员共同对不合作者的舆论压力或社会经济压力的鼓动力借以惩罚不合作者、卸责者，在一定程度上维持社区稳定性。因此需要构建对强互惠者的认可机制，让强互惠者感知其行为是有助于社区发展的，稳定持续在社区内产生强互惠行为。

(2)增强合作者责任感，提升其参与社区治理高度。合作者在社区中占比最多且参与社区治理的主动性强，但是合作者不会惩罚社区内搭便车或者背叛的人，即使合作者可以在社区内一直维持社区治理参与的主动性，但也体现了缺乏对社区的责任感，以及参与的高度和深度不够。因此需要采取积极的措施树立他们主人翁意识，增强他们社区责任感，并提升居民参与的高度。改变单一的居民参与方式，丰富参与方式和方法，下放更多权利，引导合作者多思考，多发表，多主动，多主见。

(3)构建与合作者良好互动关系，消除信息不对称误会。合作者是社区的中坚力量，是居民中数量最大也最稳定的人群，合作者具有参与社区治理的主动性，但在社区治理中因为人数众多常常会出现传达和沟通失误的问题，信息接收不全面以及信息不对称等原因都会阻碍了合作者的参与。外界的刺激、辅助和信号会增加合作者参与社区治理的主动性，因此需要构建从上至下、从下至上的良好的互动关系。首先，加强对社区治理活动以及参与途径的宣传，宣传落实到社区内各个层级，并动员鼓励参与； 其次，建立长效的交流沟通机制，多听取居民意见，并鼓励踊跃提出意见，共同参与社区治理。

(4)多方位引导自私者参与，确保社区工作开展。自私者总是希望分享社区内共同的劳动成果但却逃避责任，长期以往损坏社区公平正义，当务之急需要将社区内自私者转变为合作者，甚至强互惠者。因此需要提高自私者参与社区治理主动性行为的能力，能力因素涉及到五大方面，过去的习惯和体力是由自私者自己控制，金钱和社会压力和时间是可以协调改变的。首先，加大社区治理活动的专项资金支出，并确保经费落实到民； 其次，合理规划参与事宜，避开农忙和工作时间，确保自私者的出席； 最后，朋友、家人等适度增加要求自私者参与社区治理活动的压力。