社会资本对村民自治参与的影响研究——基于CLDS2016数据的实证分析

皮婷婷，郑逸芳，许佳贤

(福建农林大学 公共管理学院，福建 福州 350002)

一、引言

党的十九大报告中提出乡村振兴战略，强调要加强自治并健全乡村治理体系。村民自治作为一种自下而上的选举式治理，是农村社会秩序得以正常运转的基础，对促进农业现代化、解决“三农问题”并实现乡村振兴具有重要作用。自治在我国古已有之，而现今所称村民自治缘起自上个世纪。20世纪80年代，家庭联产承包责任制的实施使人民公社体制逐步瓦解，造成广大农村社会秩序混乱，因而广西宜州农民自发组织起村民委员会以实现村庄公共事务的有效管理[1]。而这一创举得到了党中央的肯定与支持，并于1998年正式颁布《中华人民共和国村民委员会组织法》。此后各地区就村民自治进行了实践探索和模式创新。村民自治走过三十多年，现今在农村社会日益变迁，传统关系型社会结构逐渐空心化和半熟人化的背景下，探讨社会资本对村民自治的作用机理具有重要的现实意义。

从学界关于村民自治的研究来看，主要经历了从早期的制度文本研究和实践研究到自治实现的社会基础研究，再到现今的有效实现模式研究[2]。在这一历程中，自治主体越来越受到重视。但就村民自治主体的内涵与外延学界至今仍存在较大争议，这一争议主要围绕自治主体应是村民集体[3]还是村民个人[4]展开。目前，学界研究中涉及的自治主体主要包括农民自组织[5]、村干部[6]和农民[7]等。而在具体的研究内容上，一是就自治主体参与村民自治的意义和重要性进行论证；二是就主体在自治参与中面临的问题和困境进行分析探讨进而提出对策建议；三是就自治主体政治参与的现状与影响因素进行分析。学界就村民自治中的主体参与进行了丰富研究，但仍存在一定的不足：一是社会资本越来越成为影响主体参与的重要因素，但以往研究更侧重于社会资本对集体行动作用的研究，在村民自治中的理论运用还相对不足；二是学界就女性的政治参与进行了较多探讨，但还缺少性别差异的比较研究，而通过与男性的对比更能体现女性的自治参与情况；三是基于大样本数据的分析还较为欠缺，因而在自治参与影响因素的客观深入研究上较为不足。因此，在当前我国农村经受市场因素冲击和社会结构转变的现实背景下，本文旨在挖掘乡村治理的内生力量，以社会资本理论为切入点，从性别差异的视角，运用大样本数据CLDS2016，研究社会资本对村民自治的作用机理。进而就如何完善乡村治理体系，促进女性的自治参与，发挥女性在乡村振兴和精准扶贫等乡村治理行动中的独特作用提供政策建议。

二、理论基础与研究假设

我国乡村场域是典型的关系型社会，社会资本在其中构建网络，形塑信任和道德规范，对促进村民自治发挥了重要的纽带作用。但近年来，现代化建设与市场经济发展在引领农村发展的同时也给村民自治造成了困境。主要表现为两个方面：一是农民外出务工的人数逐年增加[8]所带来的空心村现象，造成自治主体缺位；二是行政村撤并所带来的村民相识而不熟的“半熟人社会”[9]，引起自治的文化基础异化。从而，本文将构建社会资本对村民自治影响的理论框架，在该理论框架的指导下利用基线数据深入探究村庄社会资本重构后的村民自治运行机制。

(一)社会资本理论

社会资本理论发端于20世纪六七十年代，至今仍是社会科学领域的研究热点，其系统建立与发展主要来自布迪厄、科尔曼和帕特南等学者的理论研究贡献。布迪厄[10]在研究文化现象的过程中最早提出“社会资本”这一概念，但因其相关论著以法文出版而没有受到较多的关注[11]。科尔曼[12]从功能主义的角度定义社会资本，认为社会资本同其他资本一样具有生产性，但也正如波茨[11]所指出的，科尔曼对社会资本的界定是模糊的。帕特南[13]将社会资本定义为“社会组织所拥有的诸如信任、规范以及网络特征，他们能通过促进合作行为来提高社会效率”。他在长达25年的时间里考察意大利南北部地方政府绩效，研究发现南北制度绩效的差异主要来自社会资本。相比南部，北部城市的社会组织更发达，也更具公民精神，社会信任状况更好。帕特南的这一研究使社会资本理论走向了大众。

尽管后期有众多学者就社会资本的含义和维度划分进行论述[14-15]，但基本都是从帕特南的理论贡献出发，多围绕网络、信任和规范展开。因此，本文也将从这3个维度构建社会资本。具体的，社会网络即人与人之间的“关系”，是村民基于日常生活中与他人的互动行为而搭建起来的一种关系网络。基于搭建对象与联系强度的不同可以分为弱连接网络和强连接网络[16]。弱连接网络强调异质性为开放型网络，而强连接网络强调同质性为封闭型网络。其中强连接网络同中国农村传统的血缘和地缘关系相契合。社会信任指向村民的心理层面，是村民在公共生活中产生的一种相互信赖的心理状态。在社会资本的构成中，信任是其核心要素，可以由网络和互惠中产生并强化。依据与信任对象的亲密程度，学者们多将社会信任划分为一般信任和特殊信任[17]。社会规范分为互惠规范和道德约束，是村民在长期生活中达成的非正式契约，形塑的是一种共同的行为模式。这种契约可能是有形的，也可能是无形的，但都发生了控制权的转换。互惠规范产生于亲密的社会网络，表现为村民均衡或非均衡的互帮互助行为。道德约束是在涉及村庄公共事务时，村民为达成共同目标并实现共同利益而受到的行为约束。互惠规范与道德约束相辅相成，在村庄公共生活良好秩序的建立与维护中均发挥了重要作用。

(二)社会资本的性别差异

关于社会资本的性别差异，学界一致认为女性持有的社会资本是劣于男性的[18]。女性社会资本欠缺状况的形成有着深厚的历史、文化和社会根源。就女性成长的生命历程而言，其在早期家庭与学校教育中就面临先赋性社会资本积累的约束。一方面，女孩从小被教育要保持警惕，远离陌生人[19]；另一方面，女孩会深受“重男轻女”传统观念的影响，特别是在农村地区。而女性进入婚姻与工作状态后，其社会资本的积累依然处于劣势。为避免遭受舆论压力，“家庭为重”会内化为许多女性的行为准则[20]。如果女性忽视通过就业来构建异质性的社会网络并积累社会资本，一旦其婚姻破裂，她们将会遭受较大的生存与发展风险[21]。因此，女性的社会资本积累十分受限，具有同质性较强的特点，主要由亲属、邻居和好友等强连接网络构成。

H1：相比男性，女性在社会资本的持有上处于弱势。

(三)社会资本对村民自治参与的影响

帕特南[13]的研究指出以信任为核心的社会资本是培养居民公共精神、促进民主政治稳定发展的坚实力量。近年来，学界对自治参与的影响因素展开了较多的研究，但就社会资本对自治参与行为的影响研究还相对较少。现有研究中，胡荣[22-23]先后以农村和城市居民为研究对象，通过20个以上的指标衡量社会资本。研究结果显示，农村居民中仅社团因子和社区认同因子影响显著，而社会信任因子无显著影响，与孙昕等[24]人的研究结论一致。而城市居民中社会资本对模型的解释力较高，其中尤以社团参与较为突出。此外，裴志军[25]从结构、关系和认知3个维度测量社会资本，认为这3个维度的社会资本对选举参与均有显著影响，而且政治效能感会发生中介作用。张翠娥[26]将社会资本分为特定性和共通性社会资本，特定性社会资本对治理参与具有促进作用，而共通性社会资本中普遍信任却起着负向作用。虽然学界关于社会资本对自治参与的影响至今没有一致的结论，部分学者甚至持否定的观点。但熟人网络对村民“搭便车”行为具有较强的抑制作用，且经典的社会资本理论一直是学界重要的研究视角。因此，本文的假设2如下。

H2：社会资本对村民自治参与行为具有显著的正向促进作用。

H2a：社会网络对村民自治参与行为具有显著的正向促进作用。

H2b：社会信任对村民自治参与行为具有显著的正向促进作用。

H2c：社会规范对村民自治参与行为具有显著的正向促进作用。

(四)性别在社会资本对村民自治参与影响中的调节作用

关于性别调节作用的研究，学界目前多集中于心理和教育领域，且多数研究均证明了性别调节作用的存在[27]。同时，部分学者研究了社会资本对女性选举参与行为的影响，并肯定了社会资本的显著正向作用[28]，但还缺乏对性别差异的探讨，特别是对性别调节作用的深入研究。因此，关于性别在社会资本对自治参与影响中的调节作用，目前还无法从相关研究中直接得出推论。而本文的逻辑推理是，尽管多数研究均认为女性处于社会资本欠缺的状态，依据社会资本对自治参与具有正向影响作用的理论观点，这一状况似乎对女性更不利。但男女性所拥有的社会资本具有不同的特点，女性的社会资本偏向同质化，男性的社会资本其网络位差会更大，不同性质的社会资本作用于基层自治参与时又会产生不同的结果。因此，本文提出的假设3如下。

H3：性别在社会资本对自治参与的影响中具有显著的调节作用。

H3a：性别在社会网络对自治参与的影响中具有显著的调节作用。

H3b：性别在社会信任对自治参与的影响中具有显著的调节作用。

H3c：性别在社会规范对自治参与的影响中具有显著的调节作用。

三、数据来源与变量选取

(一)数据来源

本文使用的数据来自中山大学社会科学调查中心主持的中国劳动力动态调查(China Labor-force Dynamic Survey)2016年数据(以下简称CLDS2016)。该项目采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法(multistage cluster，stratified，PPS sampling)，从 2012 年开始在中国大陆推进以来，已相继完成2012年、2014年和2016年共3次调查。2016年，CLDS覆盖全国29个省市，共调查21 086个个体样本。本文主要研究村民的自治参与行为，因此，在样本筛选上，选取村居类型为农村，年龄在18岁以上的具有选举权的样本个体。剔除含有缺失值的样本后，最终样本容量为6 174。其中，男性3 385人，占比54.84%，女性2 787人，占比45.16%。

(二)变量选取

1.因变量：村民自治参与

村民自治主要包括民主选举、民主决策、民主管理和民主监督4个方面的内容，其中民主选举是村民自治的首要环节。在这一环节，村民的参与率最高[26]，其选举结果也将直接关系到日后乡村治理中决策、管理和监督等环节有效治理的实现。因此，本文将以选举参与来表征村民的自治参与，具体以“村民在本村/居委会上次的选举中的参与情况”来测量。CLDS数据中对应的选项设置为“自己去投票”“家人代投票”和“没去投票”。本文采用较为严格的赋值规则，认为选举参与不应包括委托投票的行为，即村民只有自己去投票的情况下才能够算作在选举中真正实现了参与。具体的操作化规则为“自己去投票”赋值为1，“家人代投票”和“没去投票”赋值为0。

2.核心变量：社会资本

本文对社会资本的测量，主要借鉴了帕特南[13]对社会资本的定义，从社会网络、社会信任和社会规范共3个维度来进行操作化。具体的细分维度及对应的指标如表1所示。其中，弱连接网络和强连接网络为连续变量，其余4个为定序变量。而村民在农村公共产品供给中的参与意愿在一定程度上反映了当地的道德约束情况，道德约束越强的地区，公民的公共意识也会越强，会更愿意为地区公共事务尽责尽力。

表1 核心变量社会资本的操作化

3.调节变量

如前所述，本文关注性别在社会资本对村民自治参与影响中的调节作用，因而性别是本文的调节变量。其中，男性赋值为1，女性赋值为0。

4.控制变量

本文的控制变量包括年龄、政治面貌、受教育年限、社会公平和个人年总收入。其中，对个人年总收入进行了对数标准化处理。除此之外，本文还纳入了年龄和受教育年限的平方项，以检验年龄和受教育年限对自治参与影响的曲线变化情况。考虑到各地区经济与社会状况的差异性，本文在市区层面设置了虚拟变量来控制地区差异可能带来的影响。以上各变量的描述性统计情况如表2所示。

(三)Logit回归模型

经过以上的变量选取，本文将构建一个Logit回归模型来探讨社会资本对村民自治参与的影响。因变量为0～1二分变量，1表示有参与选举投票，0表示没有参与选举投票。解释变量为核心变量社会资本及控制变量性别、年龄和政治面貌等。Logit为概率单位模型，能够用于分析具有不同社会资本特征的村民参与或不参与选举投票的概率，进而明确什么样的村民更愿意参加选举投票。Logit模型构建如下：

Log(pij/(1-pij))=β0+β1SCij+
β2Genderij+β3Xij+β4Zj

(1)

Log(pij/(1-pij))=β0+β1SCij+
β2SCij×Genderij+β3Xij+β4Zj

(2)

(1)式中，pij表示j地区的第i个村民参与投票选举的概率，SCij为社会资本，Genderij为性别，Xij为其他控制变量，Zj为市区虚拟变量。(2)式则为加入性别与社会资本交互项之后的模型。

四、实证分析

(一)村民社会资本的性别差异

在此，本文将对各变量进行描述性统计分析，并检验自治参与和社会资本的性别差异。表2中，前4列为变量名称及对应的样本总体的均值和标准差，第5列为各变量的赋值情况，第6列和第7列分别为男性和女性在各变量上的均值，第8列则对各变量的性别差异进行了独立双样本均值T检验。

表2 描述性统计及性别差异性检验

首先，考察村民自治参与的性别差异。男性和女性群体中，自己参与投票的比例分别是70.41%和56.13%，比例相差达14.28%，且以0.001的极显著水平通过了T检验，表明村民自治参与存在显著的性别差异，农村女性自治参与的状况堪忧。在胡荣[22]的研究中，男性的自治参与得分比女性高出3.374分(村民平均参与得分为6.6)。其次，考察社会资本的性别差异。数据统计结果表明，男性6个维度社会资本的均值均大于女性，且通过了T检验，均达到了1%的极显著水平。由此，本文H1得到验证，男性的社会资本存量比女性更多，女性处于社会资本欠缺的状态。对此，本文认为引起男女社会资本差异的因素除性别本身的作用外，也与当下农村社会发生的变迁有关。

(二)社会资本对村民自治参与的影响

在此，本文使用Logit回归分析方法来探讨社会资本对村民自治参与的影响。关于多重共线性，在不包含平方项及市区虚拟变量的情况下，VIF值最大为1.39，均值为1.19，因此各变量间不存在严重的多重共线性。而考虑到模型中可能存在的异方差问题，本文对各模型均进行了White稳健性检验，计算了稳健标准误[29]。具体的模型估计结果见表3。表3中，所有模型均控制了市区虚拟变量，模型1仅纳入性别变量，模型2进一步加入了控制变量，模型3加入本文的核心变量社会资本，第5列是对应模型3的边际效应。

表3 村民自治参与的回归结果

续表

1.性别对自治参与的影响

具体来看，模型1中，性别对自治参与的影响达到1%的显著性水平，边际效应为-13.45%，说明女性的投票参与率比男性低了13.45%，与前文描述性结果基本一致。因此，农村居民自治参与的性别差异较大。模型2中，加入其他控制变量后，性别差异降为9.70%，依然显著，表明人力资本(年龄和教育)和制度资本(政治面貌)等控制变量对自治参与的性别差异影响较大，特别是制度资本的边际效应达16.31%。但在加入社会资本后，模型3中，性别差异仅在9.70%的基础上下降了0.27%，相应的边际效应仍维持在9.00%左右。这表明社会资本可能并非造成自治参与性别差异的关键因素，而具体的作用机制将在下文进行深入讨论与揭示。

2.社会资本对自治参与的影响

模型3中，6个维度的社会资本，只有弱连接网络对自治参与的影响不显著，其他5个维度均达到了5%的显著性水平，互惠规范则进一步达到1%的极显著水平。根据边际效应的绝对值，这5个维度社会资本的影响效应由大到小排列依次是互惠规范、道德约束、特殊信任、一般信任和强连接网络。社会网络中，弱连接网络影响不显著而强连接网络影响显著的可能原因是，现实中，能获得支持和帮助的朋友不一定是亲密的，但能诉说心事的朋友一定是关系亲密的，关系越亲密，其行动越有可能达成一致，而关系不够亲密的人还会存在一定程度上的利益冲突。因此强连接网络更有可能促进村民为实现共同利益而参与自治，而弱连接网络中的成员所代表的利益较为分散，达成一致行动的可能性不大，从而对自治参与影响不显著，H2a得到部分验证。社会信任中，一般信任对自治参与的影响为负向，与张翠娥[26]的研究结论一致。可能的解释是，“半熟人社会”中，村民受市场因素的冲击，其行动逻辑发生了转变。表现为村民越是不信任陌生人，越是对更大范围的社会状态持怀疑态度，其越有可能希望通过自治推举能人，选择代表自己利益的人，进而维护自己的权益。特殊信任正向作用的逻辑正是在于越是信任周围的村民邻居，其关系越亲密，就越有可能与邻居产生一致行动，具有较为积极的自治参与行为[30]，H2b得到部分验证。社会规范中，互惠规范和道德约束对自治参与均具有显著的正向影响，而互惠规范的边际效用最大，本文H2c得到验证。社会规范的回归结果与社会网络中弱连接网络影响不显著和社会信任中一般信任的负向影响是相互验证的，即农村受市场经济因素的影响，村民的行为会更注重利益导向。为应对“半熟人社会”带来的冲击，彼此熟悉的村民会遵循约定俗成的规则，为了共同的利益形成小团体，屏蔽外部人群，作为一个小的“熟人社会”而在选举中进行活动。而依据以往的研究，这一小团体很有可能是普遍存在于农村社会的宗族[31]。因此，市场经济与现代化建设的作用下，村民行动逻辑会发生一定的转变，但农村社会中传统的小乡土在一定程度上依然存在。

3.控制变量对自治参与的影响

人力资本中，年龄和受教育年限对自治参与行为的影响均在1%的水平上显著为正，但年龄和教育的平方项显著为负。这说明，年龄和受教育年限对村民自治参与行为的影响作用均呈倒U型曲线。年龄的影响同已有研究结论一致[32]。而关于教育对中国公民自治参与的影响，已有的研究结论并不一致[33]。胡荣[22]的研究指出受教育年限在10～12年的参与度最高，但在回归分析中没有通过显著性检验。本文的回归结果则通过了显著性检验，显示受教育年限对自治参与的影响呈倒U型曲线，在9.88年达到制高点。制度资本中，政治面貌在1%的统计水平上为显著正向影响，村民群体中，具有党员身份的村民会更积极地参与到投票选举中，这与他们从制度资本中获得的党员教育及政治知识关系密切。

(三)社会资本对村民自治参与影响的性别差异

在此，本文先是依据性别进行了分样本回归，其次是以性别为调节变量来检验社会资本对自治参与作用的性别差异。在对调节效应进行检验前，本文对交互项涉及的相关变量进行了“对中”处理[34]。具体的模型估计结果见表4。表4中，模型4和模型5进行了分样本检验，模型6加入了以性别为调节变量构建的交互项。第3列和第5列是分别对应模型4和模型5的边际效应。

表4 分样本回归与调节效应的估计结果

首先来看模型4和模型5，尝试比较社会资本对自治参与影响的性别差异。一是社会网络，女性群体中，弱连接影响不显著为负向作用，强连接影响显著为正向作用，这可能与女性拥有更多同质性网络，更依赖强关系有关[35]。虽然女性更依赖强连接，但弱连接还不至于会对女性产生严重危害，从而弱连接的负向作用是不显著的。男性群体中，两种网络对男性均为正向影响，但都不显著。一方面，男性相比女性更为独立，对亲戚朋友等强网络的情感依赖性不强；另一方面，男性与社会的接触会更广更深，形成更多异质性网络，但由于现代社会的复杂性，男性也不会轻易地去信任依赖弱网络。由此，男性群体对于弱连接和强连接均没有较大的依赖性，尽管会产生正向作用，但都不会显著。二是社会信任，女性群体中，一般信任为负向作用但不显著，特殊信任为显著正向作用，由此可见市场经济作用下农村“半熟人社会”特征对农村女性具有较为强烈的影响。男性群体中，一般信任为显著负向作用，特殊信任为显著正向作用，原因在于男性相比女性会接触到更多的陌生人，再加上男性偏激的心理特点，这使得男性越不相信陌生人，就越有可能通过选举参与等途径来维护自身利益。同时，亲戚朋友邻居等亲密网络在促进男性选举参与上发挥了一定的作用。三是社会规范，互惠规范和道德约束对男性均产生显著正向影响，女性群体中，互惠规范和道德约束均为正向影响，但道德约束影响不显著，其从互惠规范中获得的边际效应远高于男性。女性较为依赖强关系，其同邻居的互助行为显著促进了自身的自治参与，但也正是这种强关系，加上女性处于弱势，而且相比男性，女性的目光不够长远，也更加注重个人、家庭及团组的利益，使得她们更易在选举中结成小团体，为共同的利益而抗争。从而，女性的这种利益狭隘性使得道德约束的影响并不显著。同时，以上一系列结果的性别差异，原因还可能是当前农村地区多出现了空心化态势，使得留守妇女的数量增加，其在丈夫外出务工后社会网络发生了重构，相比以往会更加倾向于依赖亲戚、朋友和邻居等强网络[36]。

关于社会资本对自治参与影响的性别差异，如果仅仅进行分组回归，并比较两组样本的回归系数，还不能说明这种差异是否能够通过检验，具有显著性。因此，本文以性别为调节变量，分别设置各维度社会资本与性别变量的交互项，并带入模型中进行检验，考察性别在社会资本对自治参与的影响中是否具有显著的调节作用，如此才能说明同一单位的社会资本作用于男性和女性时是否具有差异性。带入交互项后的模型如式(2)，回归结果见表4中的模型6。社会网络中，弱连接和强连接两个交互项均不显著，H3a没有得到验证。社会信任中，一般信任和特殊信任两个交互项均不显著，H3b没有得到验证。社会规范中，道德约束的交互项不显著，但互惠规范的交互项显著，即性别在互惠规范对自治参与的影响中具有显著的调节作用，H3c得到部分验证。对于以上调节效应的检验结果，只有性别与互惠规范交互项的系数显著，其原因可能是，其他5个变量均是以村民个体为中心而向外扩散的，每个个体的网络、信任和道德意识都会因个体的特点而有所差异，其中的交集不明显，因此在两性群体中发挥的影响效应是独立的。而互惠规范是相互的，表现的是村民在日常生产生活中的互惠行为，是村民彼此间的交集，隐含了村民共同的社区回忆。在这一互惠网络中，男性和女性从中获得的效应强度又会因两性在心理和性格等方面的差异而有所不同，而女性的心理更加细致，其承担的家庭角色也使其因生活琐事与邻居发生更多的互助行为，进而互惠规范在女性群体中发挥的正向效应会在更大程度上得到强化。因此，相比男性，每单位互惠规范对女性自治参与的作用更大。对于女性群体来说，较高的互惠规范水平可以显著减弱性别差异对自治参与行为的负面影响。从而，农村女性通过强连接网络和特殊信任，同邻居朋友间建立起互惠互助网络，基于共同利益在村域选举中形成小团体，女性在这种小团体中力量得以增强，她们为自身的利益而与其他团体乃至男性展开竞争。这说明社会资本能在一定程度上弥合选举参与的性别差异，也进一步解释了上文关于社会资本并非影响选举参与性别差异的初步判断。

(四)稳健性检验

为进一步验证模型估计结果的可靠性，本文还对主模型进行了稳健性检验，主要采用了以下两种方式。第一种是变量替换[37]。此处将强连接网络和特殊信任的测量指标分别替换为能够与其讨论重要问题的人数和对亲戚朋友的信任。第二种是增加变量[38]。此处在主模型的基础上，增加了控制变量，通过设置虚拟变量进一步控制村民所从事的行业。具体的稳健性检验结果见表5。以上两种稳健性检验方式的检验结果分别对应表5中的模型7和模型8，模型3为表3中主模型的回归结果，呈现在表5中以方便比较。由于篇幅限制，表5中仅报告了核心变量的回归结果。经过比较，可以发现，稳健性检验的各模型中，各维度核心变量的作用方向与模型3一致，显著性检验结果也趋于一致，表明本文的模型估计结果是较为稳健的。

表5 稳健性检验的估计结果

五、研究结论与政策启示

本文利用CLDS2016数据，基于6 174个样本，运用Logit回归模型，从性别差异的视角，实证分析了社会资本对村民自治的影响机理。得出的研究结论如下：

(1)男性村民和女性村民的社会资本和自治参与确实存在显著差异，女性社会资本偏少，自治参与率偏低；

(2)社会资本是影响村民自治参与的重要因素，强连接网络、特殊信任、社会规范对自治参与具有显著促进作用，一般信任对自治参与则起到显著抑制作用，弱连接网络为负向影响但不显著；

(3)分组回归发现，强连接网络、特殊信任和互惠规范对女性村民自治参与具有显著促进作用，社会信任和社会规范对男性村民影响显著，但一般信任对男性村民为显著抑制作用；

(4)性别在互惠规范对村民自治参与的影响中具有显著的正向调节作用，即较高的互惠规范水平可以显著减弱性别差异对自治参与行为的负向影响，而在社会网络、社会信任和道德约束中，并未发现性别的调节作用。

随着社会流动性的增强，在市场经济的影响下，农村逐渐由封闭型社会转向“半熟人社会”。为应对这一变化，村民在自治参与中的行动逻辑也发生转变。村民越不信任陌生人，就越有可能通过自治参与这一途径推举代表自己利益的能人来维护自身权益。同时，他们在自治参与中也更加依赖亲密关系和特殊信任，这一点在女性群体中尤为突出。女性村民为应对外界的不利影响，倾向于在自治中依靠互助互惠网络形成小团体，以增强自身在自治活动中的力量和地位。从而，本文认为政府应重视对乡村场域社会资本的培育，培育途径主要有以下4点：

第一，提升村民在村庄公共事务中的参与度。村庄公共事务事关每一个村民主体的利益，是培育乡村社会资本的重要契机。需促进村民积极参与村庄建设，鼓励其在参与过程中以村庄一份子的身份充分表达意见和诉求，强化村民相互间的交流沟通。从而增进村民间的相互精神和村庄归属感，使村民树立公共精神。

第二，培育和发展农村社会组织。农村社会组织作为村民的集中场所，是培育村庄社会资本的重要载体。需要对其进行针对性的培育发展，提供相应支持，拓展发展空间。针对农村女性的行为特点，可以考虑将农村女性的互助互惠网络发展为非正式组织，使农村女性组织化，培育发展农村女性组织，让农村女性可以借助集体力量维护自身权益。

第三，完善村规民约，强化制度信任和一般信任。熟人社会中通过较为便利的相互监督约束构建特殊信任，但在半熟人社会中，村民相见不相识，更需借助外部力量强化制度信任和一般信任。对此，可以借助村规民约形成普遍的制度约束，建立村民日常行为准则，促使村民遵守道德规范。

第四，丰富农村女性社会资本，缩小村民社会资本的性别差异。农村女性在乡村场域中扮演多重角色，特别是在家庭中作为妻子、儿媳和母亲承担了较重的家庭负担，无暇拓展社会资本。因而需创造机会使其更多参与到农村公共事务中，转变村民观念，平衡农村女性在家庭、工作和社区三个情境中的角色，鼓励农村女性走出家庭，在乡村治理行动中发挥作用。