乡村振兴战略背景下民族地区社会政策感知对参与行为的影响机理实证研究——中介变量和调节变量的作用

张 南

（贵州民族大学 政治与经济管理学院，贵州 贵阳 550025）

党的十九大报告就提出实施 “乡村振兴战略”，强调农业农村农民问题是关系国计民生的根本性问题，必须始终把解决好 “三农”问题作为全党工作重中之重［1］。乡村振兴的目标是要不断提高村民在产业发展中的参与度和受益面，彻底解决农村产业和农民就业问题，确保当地群众长期稳定增收，实现安居乐业。“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”是乡村振兴的总要求，同时也是社会参与的方向。乡村振兴战略需要社会参与的推动，这对现有的社会治理政策提出了更高的要求。社会政策感知对参与行为的影响决定着社会发展水平和国家治理能力。民族地区是全面建设社会主义现代化国家的攻坚区域，民族地区的社会参与是推动乡村振兴的前提和保障。因此，基于乡村振兴这个战略背景，通过梳理与分析民族地区社会政策感知对参与行为影响的最新情况，厘清民族地区社会政策感知对参与行为的影响机理，分析政府信任的中介作用和政策满意的调节作用，具有一定的理论价值和实践意义。

一、文献回顾

目前，国内外与本文相关的研究主要沿着以下四条主线展开：第一条主线是政策感知的研究；第二条主线是社会参与的研究；第三条主线是政府信任的研究；第四条主线是政策满意的研究。

（一）关于政策感知的研究

有学者认为政策感知是政策实施后政策客体对政策工具的主观感受，反映了政策措施对政策客体自身状况及环境所产生的影响［2］；也有学者认为政策感知可以理解为公众对政策的认同度和了解政策的意愿［3］。公众对乡村振兴各项政策的感知是推动乡村振兴的必要保障［4］。目前，学术界对于政策感知的研究主要集中在生态环境、企业创新和教育发展等领域。

（二）关于社会参与的研究

有学者认为公众是社会发展的享受者和社会责任的承担者，他们关心和了解社会建设［5］。公众社会参与是现代民主的重要标志，同时，公众社会参与也是构建共建共治共享社会治理格局的创新点［6］。政府对公共问题的响应和处理能激发公众社会参与的积极性［7］。目前，学术界对于社会参与的研究主要集中在环境治理、教育改革和危机治理等领域。

（三）关于政府信任的研究

有学者认为政府信任是指社会公众对政治系统运作的信心和信念，公众对政府信任是政治合法性的基石和公共政策运行的润滑剂［8］。政府信任是公众与政府之间的双向互动，社会参与是影响政府信任的重要因素［9］。此外，信息渠道、民生获得感、宣传教育频率和公众认同等因素也对政府信任产生积极影响。

（四）关于政策满意的研究

学者们普遍认为满意度反映公众心理感知和预期评判［10］，政策满意是指公众主观上对政策的发布、政策的执行和政策的效果等的综合研判［11］，政策满意体现了公众对公共事务的关注。目前，学术界对于社会参与的研究主要集中在涉农政策、易地扶贫搬迁政策、住房补贴政策和生态补偿政策等领域。

二、模型构建和研究假设

（一）模型构建

本文尝试从乡村振兴战略背景出发，沿着“政策感知—政府信任—参与行为”的逻辑链条，构建政策感知对参与行为影响机理的理论模型。具体而言，将围绕以下三方面内容展开探讨：一是政策感知对参与行为的影响机制；二是政府信任在政策感知和参与行为之间的中介作用；三是政策满意在政府信任和参与行为之间的调节作用。具体研究模型如图1所示：

图1 本文研究的理论模型

（二）研究假设

1.政策感知对参与行为的影响机制。政策感知是公众对于政策理解的主观反应，政策感知有助于推动公众参与行为［12］。社会参与是有效推进乡村振兴的有力保障，社会公众对乡村振兴政策的理解程度和支持力度对公众参与行为具有正向影响［13］。公众政策感知越强说明公众对政策的支持力度越大、参与意向越强、参与行为越积极［14］。政策感知对参与行为具有积极影响［15］，公众对乡村振兴政策的了解程度、关注度、信任度等是影响公众参与行为的关键因素［16］。基于此，本项目提出如下研究假设：

H1：政策感知对参与行为具有显著的积极影响作用。

2.政府信任在政策感知和参与行为之间的中介作用。政府信任是公众对政府工作的心理预期和实际评价，公众对政策感知越强烈，他们对政府就越信任［17］。乡村振兴战略的实施是责任政府的主要表征，公众对于乡村振兴的政策感知体现了公众对于政府的信任程度［18］。政策感知影响公众对政府的信任，公众政策感知能对政府信任产生直接影响［19］，在一定程度上体现出公众对政府信任的实际情况［20］。公众从政策感知过程中获取政府信任，政策感知与政府信任存在正相关关系［21］。基于此，本项目提出如下研究假设：

H2-1：政策感知对政府信任具有正向影响。

政府信任是公众对政府表现的综合评价。公众的政府信任度越高，其参与公共事务的频率越高［22］。参与行为是公众对政治社会生活的介入，它体现了公众对政府管理行为的监督［23］。政府信任包括对现任政府本身的信任和政府体制的信任，公众对政府整体的信任影响公众参与行为［24］。政府信任和社会参与显著相关。政府信任度越高，公众社会参与度越强，政府信任对于参与行为具有正向影响［25］。政府信任正向显著影响公众参与行为，可以通过培育公众参与行为，进而助推乡村振兴战略的具体落实［26］。基于此，本项目提出如下研究假设：

H2-2：政府信任对参与行为具有正向影响。

社会参与是民主政治建设的表现方式［27］。政府信任需要在特定的社会关系中体现，社会公众通过参与社会活动表达其对政府信任的态度［28］。社会力量是乡村振兴战略的重要参与者，公众通过政策感知更加有效和积极地参与社会事务［29］。公众对政府信任越强，他们参与社会活动的积极性越高［30］。公众对政府信任已成为当前政府工作的核心，政府信任有助于提高整个社会参与的普遍水平［31］。综上所述，本项目提出如下研究假设：

H2：政府信任在政策感知和参与行为之间起中介作用。

3.政策满意在政府信任和参与行为之间的调节作用。政策满意是公众评价政府工作的重要依据，政府信任需要通过公众政策满意进而推动公众参与行为［32］。乡村振兴战略的实施需要公众的积极参与，公众对乡村振兴政策是否满意影响他们对政府的信任和参与的行为，政府信任通过政策满意程度影响参与行为［33］。政策满意度越高，公众对政府的信任越强，公众的参与行为越积极［34］。基于上述，本项目提出如下研究假设：

H3：政策满意在政府信任和参与行为之间起调节作用。

三、数据来源、样本特征和变量说明

（一）数据来源

贵州是少数民族的聚居地，随着脱贫攻坚的全面收官，贵州加大了乡村振兴的建设力度。本文选择贵州省黔南布依族苗族自治州的荔波县、平塘县、三都水族自治县和黔东南苗族侗族自治州的麻江县、黎平县、榕江县等作为调研地域。笔者通过访谈、发放和收集问卷的方式获取所需资料。此次问卷以简单随机抽样的方式进行调研，发放问卷共计150份，回收问卷为149份，回收率为99.33%。其中，有效问卷为148份，有效率为98.67%。

（二）样本特征

接受调研的148位群众中，124位表示愿意参与乡村振兴的有关活动，占样本总数的83.78%；24位表示不愿意参与乡村振兴的有关活动，占样本总数的16.22%。接受调研的群众，其基本特征如表1所示：

表1 样本的基本特征

表 1（续）

（三）变量说明

本文选取政策感知 （Policy Perception）作为自变量、政府信任 （Government Trust）作为中介变量、政策满意 （Policy Satisfaction）作为调节变量和参与行为 （Participation Behavior）作为因变量，详见表2所示：

表2 变量名称及变量赋值

四、数据检验和实证分析

（一）数据检验

本文运用SPSS23.0软件检验量表的信度和效度。

1.信度检验。Cronbach’s Alpha系数是衡量信度的一种指标，信度越大表示信度越高。一般而言，信度系数在0.9以上说明信度非常好，0.8以上说明可以接受，0.7以上则说明该量表需要进行重大修订但不失价值，0.7以下说明应该放弃［35］175。表 3显示，总量表的 Cronbach’s Alpha系数为0.965，说明此量表的系数非常好。

表3 信度系数：可靠性统计量

2.效度检验。KMO检验是看数据是否适合进行因子分析，其取值范围是0～1。其中，0.9（不含0.9）～1表示非常适合，0.8（不含0.8）～0.9表示很适合；0.7（不含 0.7）～0.8表示适合；0.6（不含0.6）～0.7表示勉强适合；0.5（不含0.5）～0.6 表示不太适合； 0～0.5 表示不适合［35］175。如表 4所示，量表的KMO取值为0.913，表示可以进行因子分析。Bartlett检验是看数据是否来自服从多元正态分布的总体。量表Sig.的值为0.000，说明数据来自正态分布总体，适合进一步分析。

表4 KMO和Bartlett的检验

（二）实证分析

本文采用回归模型对所提出的研究假设进行实证检验。

1.主效应假设检验。考察自变量政策感知—因变量即参与行为的回归分析，且要求P≤0.000，通过显著性水平检验。由表5可知，政策感知—参与行为的回归结果P=0.000，通过显著性水平检验。由此，H1：政策感知对参与行为具有显著的积极影响作用，原假设得到支持。

表5 系数a

2.中介效应假设检验。考察自变量政策感知—中介变量即政府信任的回归分析，且要求P≤0.000，通过显著性水平检验。由表6可知，政策感知—政府信任的回归结果P=0.000，通过显著性水平检验。由此，H2-1：政策感知对政府信任具有正向影响，原假设得到支持。

表6 系数a

同时，考察自变量政策感知、中介变量政府信任—因变量即参与行为的回归分析，且要求P≤0.000，通过显著性水平检验。由表7可知，政策感知、政府信任—参与行为的回归结果P=0.000，通过显著性水平检验。由此，H2-2：政府信任对参与行为具有正向影响，原假设得到支持。综上所述，H2：政府信任在政策感知和参与行为之间起中介作用，原假设得到支持。

表7 系数a

由此，H2-1：政策感知对政府信任具有正向影响；H2-2：政府信任对参与行为具有正向影响，原假设得到支持。

3.调节效应假设检验。考察自变量政府信任、调节变量即政策满意、因变量参与行为的回归分析，且要求P≤0.000，通过显著性水平检验。由表8可知，政府信任、政策满意—参与行为的回归结果P=0.000，通过显著性水平检验。由此，H3：政策满意在政府信任和参与行为之间起调节作用，原假设得到支持。

表8 系数a

表8（续）

注：a为因变量：参与行为。

五、结论

本文基于乡村振兴战略背景，首先，沿着“政策感知—政府信任—参与行为”的逻辑链条，构建了民族地区社会政策感知对参与行为影响机理的理论模型。其次，从理论层面分析了民族地区社会政策感知对参与行为的影响机理，厘清了政策感知、政府信任和参与行为之间的关系，并提出了研究假设。最后，从实证层面测量了政府信任的中介作用以及政策满意的调节作用。本文通过定性和定量相结合的研究方法展开研究，得到如下研究结论：一是政策感知对参与行为的正向影响显著；二是政府信任在政策感知和参与行为的关系中起中介作用；三是政策满意在政府信任和参与行为的关系中起调节作用。