生活满意度、政策认同与农民的乡村振兴参与意愿——基于全国223个村庄1 163位农民的调查分析

刘长勇

（华中师范大学 中国农村研究院，湖北 武汉 430079）

一、问题的提出

《国家乡村振兴战略规划（2018—2022年）》在党的十九大报告基础上进一步明确提出，要充分尊重农民意愿，切实发挥农民在乡村振兴中的主体作用，调动亿万农民的积极性、主动性、创造性。由此可知，农民是实现乡村振兴战略的主力军，也是乡村振兴战略实施的直接受益者，因此，乡村振兴战略规划的顺利实施，需要提升农民的参与意愿与积极性。从目前学界的研究来看，对乡村振兴中农民的参与研究主要集中在以下几个方面：

第一，乡村振兴参与主体的研究。乡村振兴的主阵地在农村，其成功的关键在于发挥参与主体的作用。作为实施乡村振兴战略的主力军，农民既是政策的实施者，也是政策的直接受益者。学者从参与主体出发，通过研究乡村振兴战略规划中的各类参与主体，指出参与主体在参与中存在的问题并提出了相应的对策。贾双跃认为，农民群体、乡村精英群体以及社会组织是乡村振兴战略的三大参与主体，三者各有分工，只有将三者结合起来，才能共同构成社会参与的有机整体[1]。周星宇从农民和基层干部参与的视角指出，农民和基层干部的主体作用能否正常发挥对乡村振兴战略的成败起关键作用。为了顺利实施乡村振兴战略，要在最大程度上激活农民和基层干部的参与积极性，最大限度发挥二者的主观能动性[2]。

第二，乡村振兴参与效能的研究。李永洪、闫耀民通过实地调查发现，西部贫困地区农民的政治参与存在着参与能力较弱、目的功利性较强、非制度化现象较严重等问题，从而极大影响了乡村有效治理，阻碍乡村振兴战略的实现[3]。毛平等也指出，民族地区农村妇女政治参与效能低下的现状制约着自身及农村社会治理现代化，因此，必须从增权和赋能等多种途径入手，提升民族地区农村妇女的政治参与效能，进而提升农村社会的治理水平[4]。

第三，乡村振兴参与行为的研究。部分学者通过研究乡村振兴参与各主体的行为，分析不同主体参与乡村振兴的合理性，指出可能存在的问题，提出了针对性的改进措施。如刘新指出，在实施乡村振兴战略的过程中，只有让农民在党的领导下充分参与乡村治理，才能破解基层治理中的诸多难题[5]。张天健、孙守相的研究表明，农民自身参与意识弱化和参与能力不足等已成为农民有序参与乡村振兴战略的重要障碍，因此只有进一步畅通农民参与渠道、提升农民参与能力，才能保障乡村振兴战略规划的民主性与科学性[6]。

从目前已有的研究可知，学者们从不同的角度对乡村振兴参与行为进行了研究，这些研究内容丰富，视野开阔，主题也较为深刻，为推动乡村振兴战略的实施提供了重要的参考方向和决策依据。但这些研究仍存在着可供进一步探讨的空间，如影响农民参与乡村振兴意愿的因素还未完全进入学者们的研究视野，特别是通过实证的方法研究农民参与意愿的成果更是不多见，这对于准确把脉农民参与乡村振兴的真实意愿及揭示其主要影响因素，不能不说是一个遗憾。只有准确揭示影响农民参与乡村振兴意愿的主要因素，才能对症下药，科学引导农民参与，从而进一步激活农民的参与积极性。由此可知，研究乡村振兴战略实施过程中农民的参与意愿及其主要影响因素，无论对于今后政策的进一步制定还是推动战略的深度实施，都显得极为重要。基于此，笔者拟以2018年华中师范大学中国农村研究院“百村（居）观察”项目的大样本数据为基础，深入分析影响农民参与乡村振兴意愿的因素，以期为提升农民的参与度提出可行性对策和建议。

二、理论框架与研究假设

通过文献梳理可以看出，当前关于农民参与乡村振兴的研究主要集中于参与主体、参与效能以及参与行为三个层次，但较少以实证的方法挖掘影响农民参与乡村振兴意愿的深层原因。在已有研究的基础上，结合农民参与乡村振兴的特殊性，本文拟从人口学特征、生活满意度和政策认同三个方面出发，考察农民参与乡村振兴意愿的影响机制。

（一）生活满意度与农民的乡村振兴参与意愿

生活满意度是个体按照一定的标准对生活质量做出的主观性评判[7]。迪纳（Diener）认为，生活满意度是主观幸福感研究的重要内容，是主观幸福感中的认知成分[8]。通过对国内学者关于生活满意度及其相关研究的梳理可知，在涉及具体研究时，不同的学者对生活满意度有不同的剖析视角。如在考察生活满意度与流动人口社会融合的关系时，李荣彬与喻贞认为，收入水平和生活满意度对流动人口的社会融合具有积极的促进作用，即流动人口的生活水平与生活满意度越高，其社会融合度也会越高，两者之间正相关[9]。洪冬美与唐松林在研究农村居民生活满意度与自尊之间的关系时认为，农村居民的生活满意度与个人学历的高低以及社会经济地位等因素有紧密的联系[10]。杨健则认为，农民工的生活满意度越高、社会支持越多，则他们对城市的认同也会越强，进而更愿意留在城市中生活，并从实证的角度对该观点进行了论证[11]。俞林伟、陈小英等也从生活满意度的视角出发考察了农民工的城市融入情况，他们认为，子女教育、医疗服务和社会保障等因素会显著影响农民工的城市社会生活满意度，而拥有较低生活满意度的农民工融入城市社会的进程则相对缓慢[12]。

从以上梳理可知，生活满意度与不同主体的行为具有关联性，在一定程度上影响个体行为的生成方式。农民作为乡村振兴战略的主要参与群体，其乡村振兴参与意愿、参与决策以及参与成效很大程度上取决于生活满意度高低，即生活满意度对农村居民的行为决策、行为过程以及行为结果，都有较为直接的关联，并进而影响其参与乡村振兴的意愿。在此基础上，本文提出农民的生活满意度与其参与乡村振兴意愿的假设：

H1：生活满意度对农民的乡村振兴参与意愿具有正向影响。假设农民的生活满意度越高，其参与乡村振兴的意愿越强；而自身生活满意度较低的农民，其参与乡村振兴的意愿越弱。

（二）政策认同与农民的乡村振兴参与意愿

政策的顺利实施，除了需要好的制度设计外，政策目标群体对政策的认同也起到关键作用。政策认同度高可以减少政策执行过程中的阻力，吸引目标群体积极参与其中，也便于及时有效地对目标进行调整和修订。哈特（H.L.A.Hart，1996）认为，公共政策体现的是国家意志，政府想建立权威，必须得到社会成员的接受，否则缺乏足够成员的合作意愿，权威、法律和政府强制力的建立将面临失败[13]。国内学者也对政策认同做出了深入的研究，如丁煌认为，政策目标群体对所推行政策的接受和认同是政策有效执行的前提条件[14]。桑玉成也认为，政策认同可以在一定程度上促进政策执行主体在政策实施时提高主动性，提高政策相关者的热情与自觉性，并形成良好且广泛的群众基础，从而促进政策的有效执行[15]。由上可知，政策能否顺利推行，一个重要的因素就是目标群体的认同，如果目标群体从内心接受政策，则政策实施所受的阻力就少，反之政策会在实施过程中遭遇梗阻。换言之，对政策的认同度越高，目标群体会越积极地遵从政策并参与公共活动。

本文所讨论的政策认同，主要是指农民对国家实施乡村振兴战略过程中政策落实目标、过程、结果以及未来预期的总体评价。一方面，对于农民而言，政策认同度越高，其对政府实施乡村振兴战略的配合度也越高，进而可以节约政策推行的成本。另一方面，对于政府而言，民众的政策认同是一种难得的政府权威合法性来源，因此，其制定的治理措施和改革政策就必须持续维护农民的利益，从而增加农民对政策的满意度，维持政府的合法性地位。基于此，本文提出以下研究假设：

H2：政策认同对农民参与乡村振兴的意愿发挥积极影响。假设农民对乡村振兴政策的认同度越高，其参与乡村振兴战略实施的可能性越大；与之相对，如果农民对乡村振兴政策的认同度越低，其参与乡村振兴战略实施的意愿也越低。

综上所述，本研究将农民参与乡村振兴意愿的影响因素归纳为生活满意度、政策认同两个方面，据此建立起农民参与乡村振兴意愿的分析框架，具体的研究路径如图1所示：

图1 生活满意度、政策认同和农民参与乡村振兴意愿的关系

三、数据来源与研究设计

（一）数据来源与样本特征

本文所采用的原始数据来源于华中师范大学中国农村研究院“百村（居）观察”项目组于2018年1月至3月对全国31个省、市、自治区农民的调查。本次调查共覆盖全国31个省份的223个村庄，最终获得问卷2 223份，结合研究的实际情况，在剔除了无效样本后，最终进入数据模型的有效样本共有1 163份。从样本的基本特征（见表1）来看，样本具有一定的代表性。

现将具体的样本特征描述如下。在1 163个有效样本中，地区分布的情况是东部地区、中部地区和西部地区农民的占比分别为23.13%、50.90%和25.97%。从性别占比以及民族差异性来看，男性受访者占到总样本的73.34%，女性受访者占到26.66%。按族别统计来看，汉族农民是样本的主体部分，汉族受访者占比为96.30%，少数民族受访者的占比为3.70%。从婚姻状况来看，已婚的受访者占比87.79%，未婚等的受访者占比为12.21%。从健康状况来看，处于健康状态的受访者占比为57.61%，处于非（亚）健康状态的受访者占比为42.39%。从政治面貌看，党员身份的受访者占比为19.17%，非党员身份的受访者占比为80.83%。从受访者的学历层次看，文盲、小学、初中、高中和大专及以上的受访者占比分别为3.27%、32.24%、40.24%、15.56%和8.69%。从是否是村干部的情况来看，受访者身份为干部的占比为11.87%，为非干部的占比为88.13%。从宗教信仰来看，拥有宗教信仰的受访者占比为96.04%，无宗教信仰者的占比为3.96%。从职业分布来看，农业劳动者的占比为44.71%，非农业劳动者的占比为55.29%。由上可知，本文所选取样本的差异性比较明显，能较好体现抽样的科学性，也比较符合统计学分析的基本要求。

（二）变量设置与定义

1.因变量。本文研究的因变量是农民参与乡村振兴战略的意愿，问卷中题项设定是“您是否愿意参与到本村的乡村振兴工作中来？”答案设置分别为“非常愿意、比较愿意、一般、不太愿意、很不愿意”。根据本文的研究需要，我们把因变量操作化为一个二分类变量，即“愿意参与”与“不愿意参与”，为此，笔者对数据进行了虚拟化处理，即把“非常愿意”“比较愿意”操作化为“愿意”，并对其赋值为1；把“一般”“不太愿意”“很不愿意”操作化为“不愿意”，对其赋值为0。

2.解释变量。本文的解释变量分为生活满意度变量和政策认同变量。其一，关于生活满意度变量。结合“百村观察”调研问卷将“您对目前的生活状况满意吗？”这一题项作为对生活满意度变量的具体操作，分别设置答案为“很不满意、不太满意、一般、比较满意、非常满意”，同时对其重新编码赋值为“1～5”。其二，关于政策认同变量，主要考察农民对乡村振兴战略的政策认同度。本次问卷中涉及政策认同的考察指标共有5项（见表2），根据利克特量表等级递增的原则，答案分别设置为“很不认同（或没有信心）、不太认同（或信心很小）、一般、比较认同（或信心较大）、非常认同（或信心很大）”，并对其依次编码赋值为“1～5”。5个选项的克朗巴哈系数（Cronbach's Alpha）为0.825，表明信度较好。同时，数据分析表明，5个选项的KMO值为0.764，Bartlett的球形度检验显著性水平为0.00，说明选项之间的相关度较高，适合做因子分析。运用主成份因子分析法，进行降维提取公因子，最终，经过方差法旋转共提取出两个公因子（累积贡献率为78.324%），并将其命名为“政策认可因子”与“政策感知因子”。

3.控制变量。本研究选择的控制变量主要为人口学统计量，包括以下几类：其一，性别。以“女性”为参照，根据是否为“男性”将其重新编码为“1=是，0=否”；其二，民族。以“少数民族”为参照系，根据是否为“汉族”将其重新编码为“1=是，0=否”；其三，是否干部。以“非干部”为参照系，依据是否拥有干部身份，将其重新编码为“1=是，0=否”；其四，健康状况。以“亚健康”为参照系，依据是否“健康”将其重新编码为“1=是，0=否”；其五，政治面貌。以“非党员”为参照系，依据是否是“党员”将其重新编码为“1=是，0=否”；其六，以“有宗教信仰”为参照系，依据是否“信仰宗教”将其重新编码为“1=不信仰，0=信仰”；其七，职业。以“非农业劳动者”为参照系，依据是否是“农业劳动者”将其重新编码为“1=是，0=否”；其八，婚姻状况。以未婚为参照系，根据是否已婚将其重新编码为“1=是，0=否”；其九，教育水平。该变量为连续型变量。

（三）计量模型选择

为了验证生活满意度、政策认同和控制变量等是否构成农民参与乡村振兴工作意愿的影响因素，特建立如下函数关系：

由于研究的是多个自变量和一个因变量之间的关系并且因变量为非连续的二分类变量，因此比较适合采用二元logistics回归模型。假定农民愿意参与乡村振兴的概率为P（Y=1），那么农民不愿意参与乡村振兴的概率为1-P（Y=0），logistic模型形式为：

在公式（2）中，Y 是变量 X1，X2，X3，…，Xn 的线性组合：

在logistic回归分析时，一般需要进行P的logit转换，即：

其中， 为回归截距， 表示第i个解释变量， 代表 的回归系数，δ为随机误差项。

四、农民参与乡村振兴意愿的现状及影响因素分析

（一）农民对乡村振兴战略的关注情况

利用SPSS17.0统计软件中的交叉分析法对东中西组别中农民的乡村振兴战略关注度进行数量统计，并对统计结果做进一步分析，如表3（括号内为有效样本数，下表同）所示。在进入模型的1 163个有效样本中，表示“非常关注”乡村振兴战略的农民占比为15.48%，“比较关注”乡村振兴战略的农民占比为41.79%，两者合计占比为57.27%，由此可知，我国有超过一半的农民比较关注国家乡村振兴战略的实施情况。但从总体的数据来看，关注乡村振兴战略的农民占比仍不够高，还有提升的空间。从地区差异来看，东部地区农民表示“非常关注”和“比较关注”的占比之和为68.40%，均高于中西部地区；而中部地区和西部地区的占比之和分别为53.21%和55.30%，分别低于东部地区15.19%和13.10%。出现这一地区差异的原因可能与东部地区农民素质和能力较强有一定的关系。从全国平均水平来看，表示“不太关注”和“很不关注”乡村振兴战略规划实施的农民占比较低，两者合计占比为13.07%。由此可以看出，当前我国农民对乡村振兴战略的关注程度较高。但是三大区域之间存在较为明显的差异，这说明中西部地区农民参与乡村振兴战略的积极性仍有待进一步提升。

（二）农民的乡村振兴参与意愿

利用SPSS17.0统计软件中的交叉分析法对东、中西地区组别中农民的乡村振兴战略参与意愿进行数量统计，并对统计结果进行分析，如表4所示，通过对2018年农民“是否愿意参与乡村振兴战略规划”这一题项进行考察，发现“非常愿意”和“比较愿意”参与乡村振兴战略规划的受访者占比之和为77.04%，而表示“不太愿意”和“很不愿意”的占比之和仅为3.79%，从这一数据可以看出，我国农民对乡村振兴战略规划表示出了较为强烈的参与意愿。进一步分析可知，从地区分布来看，东部地区农村农民表示“非常愿意”和“比较愿意”参与乡村振兴战略的占比之和最高，为80.29%，其次是中部地区，两者的占比和为77.88%，而在西部地区，两者占比之和为72.72%，分别低于东部地区和中部地区7.57%和5.16%。这说明，我国农民的乡村振兴参与意愿在一定程度上出现了地区性差异，这可能和各地区农民参与政治事务的传统有关。另外，与表3中农民的乡村振兴战略规划关注度相比，其乡村振兴参与意愿要处于优势地位，后者要高于前者19.77%。可见，农民对乡村振兴的参与意愿虽然强烈，但是其关注度还有待提升。

（三）生活满意度、政策认同对农民乡村振兴参与意愿的影响分析

借助SPSS17.0统计软件，运用二元logistics回归模型对当前我国农民参与乡村振兴意愿的影响因素进行估计，结果如表5所示。首先，利用VIF（方差膨胀因子）方法对解释变量进行多重共线性检验，结果显示VIF均小于2（根据统计学要求，当0＜VIF＜10时，表明模型的预测变量之间不存在共线性），说明此次研究的模型不存在共线性问题。其次，为了厘清人口学变量、政策认同变量和生活感知变量对农民参与乡村振兴意愿的影响程度，本文采用解释变量递进回归的方法建立了三个模型：模型1只包含控制变量；模型2在模型1的基础上加入了生活感知变量；模型3在模型1的基础上加入了政策认同变量；模型4在模型1的基础上进一步加入了政策认同变量与生活感知变量。最后，四个模型均通过了显著性水平检验（Sig.=0.000）。其中，模型1的拟合优度（R方）为5.87%，模型2的拟合优度为8.38%，模型3的拟合优度为31.39%，模型4的拟合优度为31.40%。由此可知，从模型1至模型4，拟合优度逐次上升，说明在其他变量不变的情况下，新添加的自变量对因变量的解释力较强。因此，总体而言，该二元logistics回归模型被证实有效。

1.控制变量对农民参与乡村振兴意愿的影响。由表5可知，在logistics回归模型1中，身份以及健康状况两个变量对农民的乡村振兴战略参与意愿有显著性影响。具体而言，具有党员身份的农民比非党员身份的农民有更高的参与意愿；此外，身体健康的农民比身体亚健康的农民具强更高的参与意愿。这一结论也比较符合生活常识，具有党员身份的农民其政治素养通常要高于非党员农民，在政治参与过程中有更为突出的意愿；同样，身体健康也为参与村中各类事务提供了便利条件。进一步详细分析可知，与身体处于亚健康状况的农民相比，身体健康的农民参与乡村振兴的概率要高出1.522倍，说明身体状况与农民的参与行为存在着正相关性。同时，从身份来看，拥有干部身份的农民参与乡村振兴的概率要比非干部身份的农民高出4.709倍，这应该与其有较高的政治觉悟直接相关。此外，从模型来看，农民的性别、婚姻状况、职业分组、政治面貌、宗教信仰与教育水平对其参与意愿的影响均不显著。

2.生活满意度对农民参与乡村振兴意愿的影响。模型M2反映的是农民对自身生活满意度与参与乡村振兴意愿之间的关系，由于显著性水平P≤0.001且回归系数为正值0.436，说明农民对自身生活的满意度与乡村振兴参与意愿之间存在明显的正相关，在统计学上有显著的意义。这说明，影响农民乡村振兴参与意愿的关键因素之一是其自身的生活满意度。换言之，农民对自身生活的满意度越高，其对乡村振兴的参与意愿也就越强，在此，H1得到验证。通过模型结果可知，农民对其自身的生活满意度每增加1个单位，其乡村振兴的参与意愿就会增加1.547倍。这也就说明，在实施乡村振兴战略规划的过程中，党和政府要充分考虑到农民的生活满意度的提升，只有这样才能更好地调动农民参与乡村振兴的积极性，才能更加充分地发挥农民在乡村振兴战略实施过程中的主体地位。

3.政策认同对农民参与乡村振兴意愿的影响。模型M3呈现的则是农民对乡村振兴战略的政策认同与其参与意愿之间的关系。在该模型中，引入了政策认可和政策感知两个变量，结果表明，这两个变量对农民的参与意愿均具有显著性影响。两个变量的显著性水平均呈现出P≤0.001且回归系数分别为0.780和1.037，这说明政策认可和政策感知对农民的参与意愿均具有正向影响，H2得到验证。具体说来，政策认可度和政策感知度每增加1个单位，农民参与的意愿便相应增加2.821倍和2.182倍，这表明，农民对于乡村振兴战略的政策认可度越高以及政策感知越明显，其参与乡村振兴的意愿也越强烈。这在一定程度上表明，一项国家政策或者战略若想在农村顺利实施并达到其预期的效果，最重要的一点是得到农民的认可，同时，国家要积极引导农民对政策的正向感知，这样才会激活农民参与的热情，有力提升和改进农民的参与行为；相反，如果农民对政策的信任度不高且对政策不存在正向感知，则农民选择参与政策的机率便会大大降低，甚至出现低度参与或者不参与的情况。

4.生活满意度与政策认同对农民参与乡村振兴意愿的影响。模型4是在模型1的基础上加入了生活满意度变量和政策认同变量之后所显示的回归模型。与模型2相比，模型4中的健康状况变量不再显著，这说明在该模型中，健康状况是否良好对农民乡村振兴参与意愿的影响并不稳健；同时，该模型与模型1相比，民族变量在模型4中表现出了显著性的影响，这表明在加入生活满意度变量和政策认同度变量之后，民族因素对农民的参与意愿表现出了显著性的影响。具体说来，与少数民族农民表现出的低参与度不同，汉族农民有更大的概率参与到乡村振兴战略中去，这表明，需要对少数民族农民进行更多的政策宣传和适度引导，以提升其参与意愿。从生活满意度和政策认同度综合考察对农民参与乡村振兴意愿的影响。与模型1相比，模型4增加了生活满意度变量与政策认同变量。从统计结果来看，增加的两个变量均对农民乡村振兴参与意愿有显著性影响。具体而言，由模型4可知，生活满意度每增加1个单位，农民的乡村振兴参与意愿便提升1.027个单位，这一结果印证了H1，即农民的生活满意度对提升其乡村振兴参与意愿的确具有正向影响。此外，统计结果显示，农民的政策认可与政策感知每提升一个单位，其参与乡村振兴的意愿便分别提升2.175个单位和2.806个单位，也即农民对乡村振兴战略的政策认同度越高，其参与乡村振兴的意愿也越强，该统计结果印证了H2。综合以上分析可知，无论是生活满意度还是政策认同，均对农民的乡村振兴参与意愿有正向的影响。

五、结论与启示

本文利用2018年1 163位农民的样本数据，考察农民乡村振兴的参与意愿，通过描述性分析和二元logistic回归模型，得出以下结论：一是农民个体因素中的族别、身份、健康状况等对其参与乡村振兴的意愿均有显著性影响。汉族农民比少数民族农民参与的概率要高；拥有干部身份的农民比非干部身份的农民更愿意参与乡村振兴；此外，身体健康的农民比亚健康的农民更愿意参与到乡村振兴战略规划中去。二是生活满意度因素会影响农民的乡村振兴参与意愿。对自身生活满意度越高的农民，其参与乡村振兴战略的意愿也就越高；反之，则越低。三是农民对乡村振兴政策的认同度显著影响其参与乡村振兴的意愿。也就是说，农民对乡村振兴政策的认同越高，其参与乡村振兴的积极性也越高，参与意愿也就越强；相反，如果农民对乡村振兴政策的认同度越低，则其参与意愿也会越低。

上述实证研究可以得出以下启示：首先是要进一步提高农民的经济收入，对其提供更加完善的社会保障。各级政府在实施乡村振兴战略的过程中，除对农民进行政策宣传和及时的引导之外，还要推动农村农业的升级转型，以此提高农民的经济收入。此外，还应继续完善政府职能，为农民提供更加完善和多元的社会保障，以减轻或者解除农民的后顾之忧，从而多方面提升农民的生活满意度，这样才能从根本上吸引农民参与到乡村振兴战略规划中去。其次是要提升村两委干部的工作能力。实施乡村振兴战略，主体是农民，关键是干部。从根本上说，人才是实施乡村振兴战略的重要基础，只有选择能力强、素质高的村两委干部，才能激活农村内生型精英的活力；只有充分发挥农村优秀干部特别是党员干部的先进性，才能在更大范围内调动农民参与乡村振兴的积极性，进而提升农民对乡村振兴政策的认同度。因此，基层政府在探索实施乡村振兴战略规划的过程中，要着重塑造村两委干部的公信力，同时提升村干部们的服务意识和服务能力，如此才能提升农民对村干部工作的满意度，调动农民参与乡村振兴战略的积极性。再次要从国家层面继续加大对乡村振兴战略的宣传。乡村振兴战略是在国家层面提出的重大战略规划，是国家解决“三农”问题的重要抓手，只有不断加强政策宣传，才能激发农民的参与热情。从统计数据来分析，农民对乡村振兴战略的熟知度还有进一步的提升空间。因此，在全国农村地区，特别是在中西部农村、少数民族地区或者少数民族聚居区，要进一步强化对乡村振兴战略政策的宣传力度，引导各族群众参与到乡村振兴战略中去，在整体上实观区域和民族之间的协调发展。