摘要：本文借助覆盖全国的第一手数据和多元线性回归分析技术，针对农民政治参与态度和农民政治参与行为，通过测量有关影响因素并分析其变化过程，尝试对未来农民政治参与的发展趋势进行推导预测。

　　我国是一个以农民为主体的国家，没有农民的政治参与就没有中国的民主政治发展，农民的政治参与对我国的政治民主化、政治文明建设和政治现代化都有重大影响。本文借助覆盖全国的第一手数据和多元线性回归分析技术，针对农民政治参与态度和农民政治参与行为，通过测量有关影响因素并分析其变化过程，尝试对未来农民政治参与的发展趋势进行推导预测。

　　一、数据来源与样本特征

　　（一）数据来源

　　本模型数据源于2013年中国农村研究院开展的一项全国性调查，该调查涉及272个村庄4080位农户，最终回收有效问卷3993份，问卷回收率为97.9%，其中涉及政治参与专题的有效样本数为3687，有效回答率为92.34%。

　　（二）样本基本特征

　　本研究涉及的3993户农户涉及全国30个省（区、市），具有较好的代表性。其一，从地区分布来看，东部、中部和西部地区农民的比重分别为28.87%、41.51%和29.73%。其二，从家庭年收入来看，年收入在1000元以下的占比为1.63%；收入在10万到100万的有607户，占比为15.21%；收入超过100万的农户占比0.39%。其四，农户个体特征中，男性比例为76.41%；年龄区间为18岁至95岁，平均年龄52.64岁；政治面貌方面，党员比重为22.91%；文化程度上，文盲比例8.79%、小学文化程度比例为26.21%、初中文化程度比例为38.57%、高中及以上占比16.14%；其四，职业分布上，务农农民比例为66.01%，务工农民比例为10.51%，个体户及私营企业主比例为9%。

　　二、农民政治参与态度的回归分析与模型预测

　　（一）农民政治参与态度的变量描述

　　考察农民的政治态度，本研究选取了反映户主个人特征（Cha）、家庭因素（Fam）、地区特征（Reg）、政治认知（Kno）、政府影响度（Inf）、现状满意度（Sat）、政治效能感（Eff）等七个方面的影响因素，建立回归模型：

　　Y=λ（Cha，Fam，Reg，Kno，Inf，Sat，Eff）（1.1）

　　模型1.1中，反映户主个人特征的变量有性别、年龄、教育水平、是否干部、是否党员；反映农民社会活动能力的指标为外出频率；反映家庭特征的位家庭收入水平；反映地区特征的指标分为东部、中部和西部。各个变量的含义和描述性统计分析结果见表1。

　　表1农民政治参与态度、政治参与行为的因变量与自变量

　　（二）对农民政治参与态度的回归分析

　　通过多元线性回归分析，在检验中，模型整体的拟合优度（R方）达到0.188，即12个自变量对因变量“最好态度”的解释力达到18.8%，高于中度拟合的标准 。通过Anova检验，该模型被证实有效（df=12，F=60.639，sig=0.000）。

　　表2农民政治参与态度、政治参与行为的线性多元回归模型系数

　　通过模型分析（表2），自变量“性别”排除在模型之外（sig值大于0.05）。对于因变量“农民对待‘政治’的最好态度”，其得分越高表明农民政治参与心态越消极（见表1）。从模型系数（表2）可以看出：

　　1.农户个体特征对农民政治参与态度的影响。

　　（1）年龄因素的系数为-0.034，表明对于“政治”，年纪越大的农民其参与性越积极，五个年龄层级（参见表1）中相邻层级的参与积极性相差约3.4%，这一较小的系数与郭正林（2003）的研究［1］结论一致，即农民年龄对其参政影响不明显；（2）教育水平的影响系数为-0.016，反映教育水平越高（受教育时间越长）农民参与政治的积极性越高，且受教育时间每多1年，参与积极性提高1.6%，这与阿尔蒙德［2］（加布里埃尔·A·阿尔蒙德，1987）的研究结论基本一致，但影响力并没有杨明（2000）［3］、徐炜（2001）［4］所反映的那么大；（3）是干部和是党员的农民更愿意参与到“政治”中来，且参与性分别高出普通农民16.7%和13%，在现实中，干部和党员作为政治系统内的核心成员，参与政治亦是其义务；（4）模型中外出频率较高的农民更愿意参与“政治”，与相邻层级（分组见表1）农民相差5.2%。外出（包括务工与社交）是当前农民接触新兴文化（包括政治民主化）的主要途径，罗竖元（2013）认为“新生代农民工流动的次数越多，越具有较多的政治参与意识和相关行为”。［5］

　　2.家庭因素对农民政治参与态度的影响。

　　作为参与政治的物质基础，也有可能作为参政的动机激励，经济条件越好，农户对“政治”的态度越积极，五个层级（见表1）中相邻层级的参与积极性相差约4.7%，举例而言，如果有100位中等收入农民愿意参与政治，那么至多有95位中低收入农民愿意参与。徐勇（1999）［6］、何包纲与郎友兴（何包纲、郎友兴，2002）［7］等人的研究都说明农民的经济关注是农民政治参与的基本动力，国外一些学者（Oi，1996）［8］也有类似结论。

　　3.地区特征对农民政治参与态度的影响。

　　地区宏观经济条件对农民的政治参与态度有重要影响（系数为-0.121），经济最发达的东部地区农户对于“政治”参与态度最积极（积极性高出中部地区农民12.1%），中部地区次之，西部地区的农户最消极。与亨廷顿（1989）［9］的论述基本一致，“高水平的政治参与总是与更高水平的发展相伴随”。

　　4.政治认知对农民政治参与态度的影响。

　　“是否知道当选村主任最低票数”反映农民的基层民主政治认知，表2中的系数反映出：对政治认知较高的农民更参与到政治中的积极性比缺乏相关认知的农民高13.8%。何包纲、郎友兴的实证调查（何包纲、郎友兴，2002）也反映出农民政治认知和权利意识的提升构成了农民政治参与的动机。

　　5.政府影响度对农民政治参与态度的影响。

　　农民所感受到的地方政府对其日常生活的影响，是反映政府影响渗透力的间接指标。在模型中（详见表2），“政府影响度”0.18的系数是权重很大，足以反映地方政府活动对农民政治参与态度的重大影响。受到政府影响很大的农民，其政治参与积极性要比相邻层级的、受到政府影响较小的农民高18%。不过，目前尚无法判定出在政府的影响力下，农民的政治“参与”是否是“被参与”。

　　6.现状满意度对农民政治参与态度的影响。

　　以“对村委会选举结果是否满意”来“管中窥豹”农民对当前基层政权运作的满意度。 “现状满意度”的系数为0.121，表明对基层政权运作越满意的农民，其政治参与意识就越积极，在满意度五分组中，相邻两组农民参与政治的积极性相差12.1%，即满意村委会选举的农民参与到政治中的概率比满意度一般的农民高12.1%。关于满意度如何影响政治参与，学界存在争论，一方认为越是不满意现状，公民就诉求渴望越高，其参政愿望就越强烈；另一方则认为现状带给公民的满足感会产生正面激励促使其进一步参与政治。本模型更倾向于后者，相关居民参政的论述（张云武、杨宇麟，2009）［10］也认为现状满意度越高，公民参政倾向越高。

　　7.政治效能感对农民政治参与态度的影响。

　　通过“村民监督是否有用”，以监督效用为切入点调查农民的政治效能感。该变量的系数为0.125，政治效能感越强的农民（反映到题目中便是认为村民监督作用越大）其政治参与态度就越高涨，而且政治效能感高一级，其政治参与积极性就高12.5%。在陈陆辉（2008）［11］的选举研究中，也有较高的政治效能感产生更积极的政治参与态度的结论。

　　（三）基于模型对未来农民政治参与态度的预测

　　因变量题目（详见表1）可分别对应阿尔蒙德《公民文化》（Almond & Verba，1963）中的公民政治文化（积极参与），臣民政治文化（尽量少介入）和村民政治文化（不介入）。结合模型来看，干部身份、党员身份、东中西地区宏观经济条件、基层民主政治认知以及三个主观政治感受对农民政治参与态度的影响权重最大。干部党员角色及二者内化的政治生活有助于农民的政治参与心理向公民政治文化方向发展，对基层民主政治的认知是参与政治的有益技能，良好的社会经济条件则为农民大众由消极的政治文化向积极的公民文化转变提供物质基础。

　　依据模型1.1中的自变量及其系数，考虑当前经济、社会、政治发展状况，有以下分析：

　　1.从宏观的国家发展来看，从2008年至2012年，国内生产总值从26.6万亿元增加到51.9万亿元，年均增长9.3%②③④根据科恩（Cohen，1988）定义回归中R2的值0.02、0.13和0.26分别表示为低、中和高的拟合优度。伴随西部大开发与中部崛起战略和新十年农村扶贫开发纲要的实施，宏观社会经济条件的持续改善有助于农民形成更积极参与政治的态度。同时，非农化、市场化扩展了农民增收渠道，在过去的五年里，农村居民人均纯收入年均增长9.9%②，从而为农民参与政治提供更多物质支撑。

　　2.农村文教工作的开展普及，会明显促进农民教育水平的提升。国家财政性教育经费支出五年累计7.79万亿元，年均增长21.58%，2012年占国内生产总值比例达到4%③。教育资源重点向农村、边远、民族、贫困地区倾斜，教育公平取得明显进步。这对激发农民的政治参与意识大有裨益，而且这种教育福利不仅体现在政治参与意识的数量和范围方面，还会体现在诸如积极性和深度性（兼具权利与义务意识的公民角色等）等政治参与的质量方面。

　　3.农民外出频率的增加，伴随城镇化与非农化，2008年至2012年共转移农村人口8463万人，城镇化率由45.9%提高到52.6%④，无论是外出务工还是扩大社会交往，都是农民社会化的重要途径。外出能够增加农民对当代社会现象和政治事务的认知，有助于农民的政治心理成熟，也能进一步刺激其政治需求从而产生更丰富的政治参与愿望。另外，伴随年龄的增加（意味着农民社会阅历的积累与社会化的加深），农民的政治心理也会趋向成熟。

　　4.根据2013年政府工作报告“加强基层社会管理和服务体系建设，完善村民自治、城市居民自治制度，保证人民群众依法直接行使民主权利”，当前基层民主政治活动实践的正常化和普遍化，会让更多农民熟悉基层民主政治及相关常识，而农民的政治认知提升会在很大程度上让农民便于、乐于参与政治，并促使其参政愿望向更高层级拓展。

　　5.“政府影响度”“现状满意度”和“政治效能感”虽然在模型15.1中权重较大，但鉴于其与因变量“政治参与态度”的关系较为复杂，且作为主观的政治感受，很难做出明晰的预测。从我国目前宏观的政治发展前景来看，伴随政府与农民互动的增加特别是诸如惠农政策执行等更多有关基层治理事项的落实，特别是十八届三中全会提出“加快推进社会主义民主政治制度化、规范化、程序化，建设社会主义法治国家”，农民在“政府影响度”“现状满意度”和“政治效能感”方面都会有积极的提升，从而激发农民的政治参与意识。

　　6.并非所有因素都会促进农民政治参与态度的积极转变。现有基层治理体制下干部职位十分有限，而且农村党员老龄化也反映出农村党员队伍培养的“供血不足”，加之入党程序日趋严格，限制了农民对政治的向往与参与，鉴于二者的影响权重，会对农民的政治心理积极转变产生较大的抑制。

　　综合对模型1.1的分析可预测，总体上，农民的政治参与态度会趋向于成熟、积极的变化，在更广泛意义的政治文化方面有可能向“公民文化”转变，但现有基层组织体系和党建工作可能会形成农民政治参与态度积极化转变的主要瓶颈。

　　三、农民政治参与行为的回归分析与模型预测

　　（一）农民政治参与行为的变量描述

　　考察农民实际的政治参与，本研究选取了反映户主个人特征（Cha）、家庭因素（Fam）、地区特征（Reg）、政治认知（Kno）、政府影响度（Inf）、现状满意度（Sat）、政治效能感（Eff）等七个影响因素，建立回归模型1.2。各变量含义和描述性统计结果参见表1。

　　Y=λ（Cha，Fam，Reg，Kno，Inf，Sat，Eff）（1.2）

　　（二）对农民政治参与行为的回归分析

　　基于多元线性回归，通过检验，模型整体拟合优度（R方）为0.287，模型的解释力达到28.7%，高于高度拟合的标准。Anova检验证实模型有效（df=12，F=108.622，sig=0.000）。

　　通过模型分析（表2），自变量“年龄”“教育水平”未通过检验（sig值大于0.05），故排除在模型之外。因变量“农民是否参加村民会议或村民代表会议”，在1至3分得分区间其得中越接近1，农民政治参与行为越积极。从模型系数（表2）可以看出：

　　1.农户个体特征对农民政治参与行为的影响。

　　（1）性别因素的系数为0.085，由于赋值1为男性、2为女性，因此模型1.2表明男性农民的政治参与行为比女性农民更积极，且比例高出女性8.5%，杨明（2000）的研究也认为性别差异在农民的参政行为中起着重要作用；（2）是干部和是党员的农民参加民主会议的比例分别高于普通农民32.6%和30.6%，党员和干部往往是基层民主会议的组织者、主持者甚至主导者；（3）外出频率较高的农民参加村庄民主会议的积极性更高，经常外出的农民比外出较多的农户参会比例高5.1%，不过该因素影响权重较小，可能是由于外出活动（如外地务工）与回村参会相互矛盾所致。

　　2.家庭因素对农民政治参与行为的影响。

　　考虑农民家庭经济情况，依据模型系数可知，家庭经济条件与农民政治参与行为正相关，经济条件越好的农户参加村庄会议的次数越多，五个层级（参见表1）中相邻层级的参与积极性相差约3.4%。关于经济因素特别是个人收入对农民政治参与的影响，徐炜（2001）认为经济因素是影响村民政治参与的决定性因素，郭正林（2003）认为农民的政治参与程度同个人收入水平几乎不相关，而杨立华（1998）［12］则认为，农民的政治参与尽管受家庭经济状况的影响，但并非决定因素。模型1.2中的反映出与后者更接近的结论。

　　3.地区特征对农民政治参与行为的影响。

　　对于农民政治参与行为，地区宏观经济条件与家庭经济情况产生的影响方向一致，且前者有更大的影响力（系数为-0.112）。经济最发达的东部地区农户参加村民会议的比例最高（高出中部地区农民11.2%），中部地区次之，西部地区农户则相对最消极。胡宏宏、赵涛（2009）［13］的研究与上述结论一致。

　　4.政治认知对农民政治参与行为的影响。

　　政治认知“是否知道当选村主任最低票数”的系数在模型1.2中权重最大，说明对基层民主政治有所认知的农民参与村庄管理的次数更多，参与率比缺乏相关认知的农民高19.8%。国内学者（李蓉蓉，2013）［14］有将政治认知视为“了解型内在政治效能感”，“了解型政治效能感对于农民总体政治参与和推动性政治参与均有显著的影响力”。同样，政治认知也可以反映农民政治权利的成长，是农民更积极参与政治行动的必要条件（Bernstein and Lu，2000）。［15］

　　5.政府影响度对农民政治参与行为的影响。

　　在模型系数中（详见表2），“政府影响度”0.083表明受到政府影响较大的农民参与政治的积极性要比受到政府影响较小的农民高8.3%。政府影响度的系数小于政治认知、现状满意度和政治效能感，与李蓉蓉（2013）观点一致“影响型政治效能感虽然在回归模型上也显示出显著性，但是与了解型政治效能感相比较，其对政治参与的解释度比较小”。

　　6.现状满意度对农民政治参与行为的影响。

　　自变量“现状满意度”的系数为0.141，表明对基层政权运作越满意的农民，其政治参与行为就越频繁，依据表1，相邻两组农民参与政治的积极性相差14.1%，现状满意度对农民政治参与行为的影响权重高于对参与态度的，即对政治运作的满意会对农民实际参与行为提供较强激励。

　　7.政治效能感对农民政治参与行为的影响。

　　政治效能感的系数为0.143，结合表2可知，政治效能感越强的农民其政治参与行为就越频繁，且政治效能感高一级的农民比低其一级的农民参与比例高14.3%。在模型1.2中，“现状满意度”和“政治效能感”表现出现实政治运作的效用对农民政治参与行为有重要影响，当农民感受到政治参与能够带来“好处”时，他们会受到激励进一步参与到政治活动中。

　　（三）基于模型对未来农民政治参与行为的预测

　　基于模型1.2的分析，本节从上述自变量的变化趋势来预测农民的未来政治参与行为。

　　1.从经济影响因素看，根据十二五规划，到2020年国内生产总值要保持年均增长7%，实现城镇新增就业4500万人，其中2013年实现国内生产总值增长7.5%左右，城镇新增就业900万人以上。宏观经济条件持续改善，城镇化与非农产业的发展带来的增加农民的增收渠道，十八届三中全会要求“鼓励农村发展合作经济，扶持发展规模化、专业化、现代化经营”并“赋予农民更多财产权利”，都为农民实际政治参与提供了物质基础。经济条件的“利好”会进一步增加农民的政治参与行为。

　　2.从社会影响因素看，“社会是所好大学”，城镇化、非农化促使农民外出务工普遍化和社会交往广泛化，丰富其社会阅历。外出务工与社会交往作为农民社会化的主要途径，有助于其思想成熟并了解更多有关政治运作的事项，为农民的政治参与行为提供心理、认知准备。

　　3.基于政治因素分析，党中央的“群众路线”教育实践活动和普遍开展的村民自治提升了农民的政治素养，强化了农民的政治认知，同时各种有关政治民主的信息通过多元媒体也深化了农民对于政治事务特别是基层民主政治的认知。模型中基层民主政治认知对农民政治行为影响很大，相关政治认知的熟识将有利于农民政治参与行为的积极化、成熟化。

　　4.从政治因素的另一部分——基层治理体制来看，现有基层政权组织体制内的干部职位有限，入党标准和程序之严格以及当前农村党员队伍中新生力量的不足，都严重限制了普通农民对政治事务的参与。另外，作为主观的政治感受，“政府影响度”“现状满意度”和“政治效能感”与政治参与行为关系复杂，虽然十二五规划、十八届三中全会都释放出了完善基层民主自治和政府治理体系的信号，预示着政治运作的改善，但基于目前的数据还很难做出一个相对明晰的预测，此处也不再赘述。

　　综上可以谨慎乐观的预测，经济、社会和政治因素总体上会促进普通农民进一步履行自己的公民权利，并以更积极的姿态落实政治行为，但一些制度障碍若不加以破解，农民的实际政治参与在程度和质量两个方面都可能要长期徘徊在较低水平。

　　［参考文献］

　　［1］ 郭正林.当代中国农民政治参与的程度、动机及社会效应 ［J］ .社会学研究，2003，（3）.

　　［2］ 杨明.四县农民政治参与研究 ［J］ .社会学研究，2002（2）.

　　［3］ 徐炜.试论当前中国农民的政治参与 ［J］ .江西社会科学，2001（7）.

　　［4］ （美）加布里埃尔·A·阿尔蒙德、西德尼·维马 著.徐湘林 译.公民文化：五个国家的政治态度和民主制 ［M］ . 北京：东方出版社，2008.

　　［5］ 罗竖元.流动经历与新生代农民工的政治参与 ［J］ .东南学术，2013，（2）.

　　［6］ 徐勇.中国农村村民自治 ［M］ .湖北：华中师范大学出版社，1997.

　　［7］ 何包钢、郎友兴.寻找民主与权威的平衡 ［M］ .湖北：华中师范大学出版社 ，2002.

　　［8］ Oi,jeanC.“Economic Development, Stability and Democratic Village Selfgovernmance.”Maurice Brosseau , Suzanne Pepper, Tsang Shu-Ki(eds.) ,China Review, Hong Kong:The Chinese University Press. 1996.

　　［9］ （美）萨缪尔·P·亨廷顿、琼·纳尔逊.难以抉择：发展中国家的政治参与 ［M］ .北京：华夏出版社，1989：69，174.

　　［10］ 张云武、杨宇麟.城市居民的政治参与及其影响因素的实证研究 ［J］ .内蒙古大学学报（哲学社会科学版），2009，（4）.

　　［11］ 陈陆辉.政治效能感与政党认同对选民投票抉择的影响 ［J］ .台湾民主季刊，2008，（1）.

　　［12］ 杨立华.农民受教育程度、家庭经济状况与其政治参与关系 ［J］. 发展，1998，（7）.

　　［13］ 胡宏宏、赵涛.农民政治参与的现状考察 ［J］ .四川师范大学学报（社会科学版），2009，（2）.

　　［14］ 李蓉蓉.农民政治效能感对政治参与影响的实证研究 ［J］ .深圳大学学报（人文社会科学版），2013，（4）.

　　［15］ Thomas P. Bernstein and Xiaobo Lü: Taxation without Representation: Peasants, the Central and the Local States in Reform China., China Quarterly, No.163, 2000.

　　［16］ 王志强.当前中国农民政治参与研究综述 ［J］ .中国农村观察2004 ，（4）.

　　［17］ 中国社会科学院农村发展研究所课题组.农村政治参与的行为逻辑 ［J］ .中国农村观察2011，（3）.

　　［18］ 加布里埃尔·A·阿尔蒙德等.比较政治学：体系过程和政策 ［M］ .上海：上海译文出版社，1987：140.