胡乃元 苏丫秋 朱玉春

(西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100)

党的十八大将生态文明建设上升到“关系人民福祉、关乎民族未来的长远大计”的战略高度。在广大农村地区，以生态宜居为目标的人居环境治理成为各级政府改善民生、落实新发展理念的重点工作之一，而推动村民参与、加强自主治理也已成为社会共识。然而，尽管参与式治理有诸多优势，但“政府干、百姓看”的现实状况并未得到有效改善，村民参与严重不足，形成了一种农民“集体不作为”的怪异局面，治理效果也大打折扣。

针对这些问题，学界围绕村民参与进行了大量研究，探究制约村民参与的影响因素和应对措施，主要形成了以组织制度因素、利益博弈因素和文化观念因素为代表的3类观点。组织制度的观点认为我国的组织制度结构制约了村民参与，导致国家与农村社会关系上的多重委托代理结构失衡，“强政府—弱社会”的制度安排使得社会公众长期处于弱势地位，与农民相关的环境知情权、参与权和请求补偿等制度都存在严重缺失，农民对于制度的信任、政策导向的理解等都存在偏差，同时这种政府主导的思想也制约了公众参与意识，不利于良好参与局面的形成；而利益博弈观点认为由于政策执行中不同主体的利益诉求状况不同，加之环境的公共物品属性所诱发的“搭便车”问题，进而影响了村民参与的积极性，如何得桂等在对移民搬迁政策实施的研究中，指出干部畏难情绪与急功近利的思想以及乡村精英的利益俘获等对政策实施造成了“非结构性制约”；文化观念观点则倾向于认为由于快速城镇化导致农村劳动力大规模外流，导致农村社会资本存量不足，进一步导致农民参与公共事务的内在动力薄弱，农民的村庄归属感缺失，对环境的关心程度进一步下降，加之农民环保意识薄弱、受教育水平较低等导致其参与环境治理的积极性不高。

已有研究对于农户参与行为取得了比较全面的认知，形成了较为成熟的理论体系，但仍存在一些不足：第一，忽视了市场化、城市化以及村级治理行政化所导致的其内部异质性。虽然有部分研究注意到归属感与村民参与村庄公共事务之间的关系，但没有注意到村干部作为村庄治理的带头人和公共资源分配的主导者对普通村民产生的作用。在以村干部为中心的“差序格局”中，一些村民会天然地认为自己是村干部的“内部人”，加之“项目制”所催化形成的“分利秩序”，村民内外部人的认知逐渐增强，对个人与集体关系的再认知对村庄治理产生了深刻影响。需要说明的是，这种内部人更多地体现为一种接近村庄权力中心的程度，虽然接近并不一定意味着个体能够在村庄资源分配中占据优势，但这种心理距离深刻影响了村民心理和行为。因此，乡村场域中“内部人身份认知”如何对村民的环境治理参与行为产生影响，以及影响的内部机制如何等问题有着独特的内涵，需要进一步深入探讨。第二，已有研究对于内部人身份认知与个体行为之间的关系多出于社会交换理论的视角，而相对忽视了组织内部长久形成的共同观念和集体效能感。虽然有部分研究对社会资本在村民参与中的作用进行了研究，但作为一个基于地缘、血缘关系形成的社会组织，在村庄场域中，个体对于集体行动的主观信任和对于共同价值的追求对于行为的影响不容忽视；第三，对于参与环境治理这类个体收益小于个体成本的行为而言，亲社会倾向这类内部动机对个体是否参与集体行动的决策发挥着重要作用，但目前鲜有研究考察这一变量的作用机制。

那么，村庄内部人认知究竟在何种程度上影响村民的环境治理参与行为？村社集体的效能感在村民参与中又发挥着什么作用？有何办法能促进村民参与，提高村庄的自主治理能力？本研究基于对陕西、宁夏两省的微观调查数据，实证分析内部人身份认知对村民参与环境治理行为的影响，并对集体效能感和村民亲社会倾向对该影响的作用机制进行进一步探讨，以期拓展村庄异质化背景下村民的身份认同对村庄集体行动影响的研究，为新时代基层社会治理提供经验借鉴。

1 理论基础与研究假设

1.1 内部人身份认知和村民参与村庄环境治理

“内部人”和“外部人”是社会成员的一种划分方式，发源于McMillan等对社区的研究，他们认为，社区本质上就是将内部人和外部人区分开来的一个概念，这种区分会直接影响个体的态度与行为。在组织行为学领域，Stamper等明确提出了内部人身份认知(Perceived insider status)这一概念，认为内部人身份认知代表着“员工对作为组织成员所获得的个人空间与接收程度的认知”，并从需求满足程度、重要性感知和归属感3个维度来对其进行衡量。有学者认为，在中国“注重关系、人情、面子”的文化情境下，内部人身份认知更多的表现为员工对“自己人”身份的认知。综合来看，内部人身份认知强调个人能否感知到组织对自己的包容，但这一概念与组织支持感或者组织认同并不相同；另外，组织认同虽然也是衡量成员的归属感，但更多的反映的是个人与组织的“一致性”，是对组织理念、文化、行为的认同，而内部人身份认知则更多的衡量个人能不能感受到自己属于组织的一部分。内部人身份认知研究中一种重要的思路是基于社会交换理论来对员工—组织关系进行解释，认为员工感知到的组织态度差异会对员工的绩效或其他产出产生重要影响。

以往关于内部人身份认知研究的一种重要的思路是基于社会交换理论来对员工—组织关系进行解释，认为员工感知到的组织态度差异会对员工的绩效或其他产出产生重要影响。但社会交换理论并不完全适用于村庄场域，原因在于社会交换理论基于个人与组织之间的利益交换关系，而村民与村庄集体之间更多的是一种包容共生的关系，尤其是环境作为一种公共物品，个人参与的经济成本要高于经济收益，因而这种参与更多的体现为一种责任感驱动的内部动机，而非利益驱动的外部动机。此外，目前关于内部人身份认知的研究多将其视为一个单维构念，但在中国情景尤其是乡土人情社会背景之下，村民内部人身份认知可能不再是一个单维构念。原因在于，在包含多重差序状态关系格局的情况下，村民的内部人身份认知不仅受到其他村民和村社氛围的影响，更受到掌握大量资源的村干部的影响，是否村干部的“自己人”可能会使村民在资源配给、利益获取等方面的感知不同，进而深刻影响村民的内部人身份认知。例如，那些与村干部关系密切的村民往往有更多机会借助其非正式地位反映问题、提出意见，在农村场域中，这是一种最为常见的参与公共事务的情形。

基于此本研究对内部人身份认知的两个维度划分，借鉴组织归属感和社会距离的概念来对村民的参与行为进行阐释。首先，内部人身份认知是村民村社归属感的一种表现，而归属感强的个人更注重集体利益，能够较好地在个人利益与组织长远发展利益中做出取舍，“搭便车”等机会主义行为会显著降低，同时归属感还能促进村民的社区依恋和认同，进而表现出对参与环境保护的热情；其次，内部人身份认知也是村民与村两委或村干部心理距离的一种体现，当被当做“自己人”或这种心理距离较小时，村民接触村干部和村庄公共事务的机会更多，意愿也更加强烈，有助于改进互利协调效率，提高自愿合作效率，促进村民的环境治理参与行为。

基于上述分析，本研究从“村社归属感”和“干部亲近感”两个维度对村民的内部人身份认知进行研究。并提出以下假说：

H1：内部人身份认知对村民参与村庄环境治理有显著正向影响。

H1a：村庄归属感对村民参与村庄环境治理有显著正向影响。

H1b：干部亲近感对村民参与村庄环境治理有显著正向影响。

1.2 集体效能感在村民参与村庄环境治理中的中介作用

集体效能感来源于自我效能感，Bandura指出，自我效能感是个体对自身是否有能力完成某一行为所进行的推测与判断，并在此基础上将效能感从个体水平发展到了群体组织层面，提出了集体效能感的概念，将其界定为“组织成员对实现既定的组织目标与组织绩效行动过程中联合能力的共同信念。”在群体合作日益普遍化的今天，集体效能感这一概念对个体在集体或组织中的态度和行为影响就显得尤为突出。

村庄环境治理属于典型的公共利益问题，这意味着这一问题只能通过集体而不是个体来解决，而决定个体参与与否的一个重要因素就在于自己所处的集体是否有能力应对这一问题，如果个体认为其他集体成员能够以有利于环境治理的方式行事，那么个体很可能会采取相同的行为。因此，集体效能感在激励个人参与环境治理行为方面发挥着重要作用。

在当前中国背景下，村社共同体既是基于地缘和血缘关系形成的社会组织，又是带有一定行政属性的基层自治组织，承担着社会治理、公共物品供给、集体经济发展等多重功能，由于地域差异、经济社会发展差异巨大，因而村社集体的组织效能客观上并不容易衡量，但生活于其中的村民对于集体效能感却有较为准确的判断，这种判断基于其对集体成员和组织的充分了解，也即个体“内部人”抑或“外部人”的感知会影响对集体效能感的判断。进一步地，这些判断会影响个人在集体中的态度和行动，如对集体的认同、面临公共事务时能否保持一致并且共同努力等，因而对于集体效能感较强的个体而言，其在面临公共事务时更易于参与集体行动。

基于此，本研究提出以下研究假说：

H2：集体效能感在内部人身份认知对村民参与村庄环境治理的影响中发挥中介作用；

H2a：集体效能感在村社归属感对村民参与村庄环境治理的影响中发挥中介作用；

H2b：集体效能感在干部亲近感对村民参与村庄环境治理的影响中发挥中介作用。

1.3 亲社会倾向的调节作用

亲社会倾向是意图帮助他人的积极的社会行为倾向，这种行为是个体自发并且对他人有益的行为，不同于利他主义，亲社会倾向允许人们在采取行动时具有利己的动机。亲社会倾向根源于人的社会性，任何个体都处于社会关系之中，从而产生了表现为羞愧、内疚、移情等的亲社会性，以促进合作、增进互惠，亲社会性使得“己”的内涵和外延都发生了变化，从而个体无法简单地被孤立出来，而总是要从一定的社会关系中探究其行为，现实生活中的任何个体行为都具有亲社会的倾向，这种亲社会性将会导向社会的合作。人们决定是否采取亲社会行为，一方面受到个体的人格特质和认知因素的影响，另一方面也受到所在组织或集体文化环境的影响。在“熟人社会”的乡土文化环境之中，这种社会性得到更高程度的体现，虽然受到市场经济的冲击，但乡村以地缘和血缘关系为主构成的社会基本关系格局未发生根本改变，因而亲社会倾向在村民合作互惠中发挥着重要作用。高亲社会倾向的个体不仅能够更加容易并精准地觉察到群体中其他人情绪的变化，而且更加愿意适时为其提供帮助，正因如此，那些具有高亲社会倾向的个体，对集体和他人有更强烈的社会责任感，也更容易把自身对集体效能的认同或信任转化为参与公共事务的行动。

基于上述分析，本研究提出以下研究假说：

H3：亲社会倾向在集体效能感对村民参与村庄环境治理行为影响中起正向调节作用。

综上，提出图1的理论模型。

图1 理论模型图Fig.1 Theoretical model

2 数据来源与变量说明

2.1 数据来源

本研究所用的数据来源于课题组2020年10—11月在陕西及宁夏两省份开展的实地调研。课题组集合地方信息，综合考虑不同村庄的群众基础、产业结构、自然条件差异等因素，采取分层抽样和简单随机抽样相结合的方法，选取汉中、安康、中卫、吴忠和银川市5市21个县(区)的57个村庄作为调查区域，每个村社随机抽取10～15个群众作为调查对象，共发放问卷832份，剔除无效样本后获得758份有效问卷，有效问卷率为91.11%。考虑到剔除无效问卷可能导致的偏差问题，本研究对全部样本和有效样本进行了

T

检验、结果显示，两个样本差异不大，表明可以对其进行后续分析。问卷调查的主要内容包括：受访者的个人及家庭特征、村社基本信息、公众环境感知信息、公众参与意愿和参与行为基本信息等。

2.2 变量测度

自变量：内部人身份认知。目前学术界在进行内部人身份认知相关研究时，多采用Stamper等共同开发的单维度6题项测量量表，该量表的普适性和可靠性在国内外的相关研究中得到了良好的证实。但根据前文分析，农村受到乡土中国“差序格局”的影响而表现出“内外有别”的局面，村民不仅能感受到其他村民对自己的“包容感”，更能深刻感受到自己是否是村干部的“内部人”。因此，现有的单维结构不一定能涵盖内部人身份认知的内容，也难以清晰揭示内部人身份认知的内涵。基于此，本研究将内部人身份认知划分为“村庄归属感(Cronbach’s

α

=0.828)”和“干部亲近感(Cronbach’s

α

=0.775)”两个维度，其中，村庄归属感借鉴Stamper等的6题项量表进行测量，干部亲近感则借鉴已有的研究，采用“总体而言，村干部和我的关系很好；在涉及我利益的事项上，村干部非常重视我的意见；我非常信任村干部”3个题项进行测量。

因变量：村民参与社区环境治理行为。在本研究中，村民参与是指村民在涉及农村环境治理的任一方面(如参与决策、建言献策、监督举报、管理维护)所进行的活动，用李克特5点量表法进行衡量，其中1表示“从未参与”，5表示“经常参与”。

中介变量：集体效能感。在本研究中，集体效能感是村民对村庄集体实现既定目标与绩效过程中联合能力的共同信念，表现为对“村两委”组织能力及村民集体行动能力的信任感。借鉴叶先宝等的5题项量表进行测量(Cronbach’s

α

=0.824)。调节变量：亲社会倾向。本研究采用Grant对亲社会倾向的研究量表进行测量，该量表包含4个题项的李克特5点量表(Cronbach’s

α

=0.902)。

控制变量：为了尽量减少除解释变量之外的其他变量对于结果预测的影响，本研究基于现有研究的思路，选择了10个控制变量，分别为性别、年龄、家庭人口数、受教育程度、收入、是否常住农村、是否社区干部、环境重要性感知、家庭到村委会距离、是否搬迁户。

在此基础上，我们对自变量、中介变量和调节变量进行了验证性因子分析，结果显示各变量显著区别于其他变量，模型与数据吻合较好(卡方自由度比值=2.729<3，CFI=0.930>0.9，GFI=0.914>0.9，NFI=0.914>0.9，RMSEA=0.070<0.08，SRMR=0.069<0.08)，且各变量条目在相应变量的载荷显著(

P

<0.001)，在信效度检验的基础上，本研究采用求均值的方法对量表得分进行处理。

3 实证分析

3.1 数据同源偏差检验

由于本研究调查问卷存在数据来源相同或调查主体类似的情况，可能存在数据同源偏差的问题。因此本研究采用两种方法对数据同源偏差问题进行了检验：首先，进行Harman单因子检验，结果显示存在两个特征值大于1的因子，且未旋转时第一个因子的解释总方差小于40%(为33.922%)，说明本研究的数据同源偏差问题可以忽略；其次，采用验证性因子分析，将所有参与假设检验的量表题目共同进行单因子验证性因子分析，结果显示模型拟合效果很差，卡方自由度比值=36.288，CFI=0.506，GFI=0.497，NFI=0.497，RMSEA=0.183，SRMR=0.155。因此，可以判定本研究不存在严重的数据同源偏差问题。

3.2 变量描述统计

描述性统计表明(表1)：村民参与环境治理行为总体水平不高，同时个体之间差异较大；大多数村民的村庄归属感比干部亲近感水平要高，同时个体之间差异也小于干部亲近感；此外，大多数村民的亲社会倾向高于集体效能感。相关性分析表明各变量之间存在显著的正向关系，可以进行进一步的分析。

3.3 假设检验

根据Baron等以及Porter等的经典论文，本研究首先采用层级回归，逐步加入控制变量、自变量以及中介变量进行分析。分析结果如表2所示：模型1是控制变量对因变量的回归模型，模型2和3分别是加入自变量内部人身份认知的两个维度的回归模型，模型4是加入中介变量集体效能感的回归模型。可以看到，自变量的两个维度村庄归属感(

β

=0.152，

P

<0.01)和干部亲近感(

β

=0.28，

P

<0.01)都对村民参与行为有显著的正向影响，因此假说H1a和H1b均得到验证。值得注意的是，相对于村庄归属感，干部亲近感对村民参与行为的影响要更大，且同时加入两者后村庄归属感的影响不再显著，表明对于一般村民而言，其参与行为更容易受到与村干部关系感知的影响，村民越被村干部视为“自己人”，那么也会越愿意参与到村庄公共事务之中，村干部通过“拟亲化网络”而形成的“自己人”

表1 描述统计、相关性分析结果
Table 1 Describes the results of statistics and correlation analysis

指标 Item 均值Mean标准差Standarddeviation参与行为Participationbehavior村庄归属感Village senseof belonging干部亲近感Cadrecloseness集体效能感Collectiveefficacy亲社会倾向Prosocialtendency参与行为Participation behavior2.691.471村庄归属感Village sense of belonging4.270.590.233***1干部亲近感Cadre closeness3.660.910.324***0.42***1集体效能感Collective efficacy3.540.850.299***0.255***0.379***1亲社会倾向Prosocial tendency4.170.810.387***0.485***0.432***0.235***1

注：*、** 和 *** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。下同。

Note: *, ** and *** indicate the significance level of 10%, 5%, and 1%, respectively. The same below.

表2 层级回归结果
Table 2 Hierarchical regression results

变量 Variable 因变量:村民环境治理参与行为Dependent variable: Villagers’ participation in environmental governance模型1Model 1模型2Model 2模型3Model 3模型4Model 4常数Constant2.446***(4.972)2.615***(5.313)2.857***(5.896)2.841***(5.967)村庄归属感Village sense of belonging0.152***(3.084)0.054(1.045)0.024(0.481)干部亲近感Cadre closeness0.28***(5.540)0.188***(3.564)集体效能感Collective efficacy0.261***(5.295)控制变量 Control variablesYesYesYesYes样本量 Sample size758758758758R20.2650.2750.3030.329调整R2 Adjusted R20.2560.2640.2920.317F值 F valueF(10 748)=26.99,P=0.000F(11 747)=25.681,P=0.000F(12 746)=27.035,P=0.000F(13 745)=28.018,P=0.000

注：括号里面为值。下同

Note: values are in parentheses. The same below.

对于村庄有效治理发挥着重要作用。此外，中介变量集体效能感对村民参与行为也有显著正向影响(

β

=0.261，

P

<0.01)，表明集体效能感较强的村民有更愿意参与村庄环境整治，与前述假说相符，其中介效应将在后面加以检验。采用SPSS宏中的Model14(假设中介模型的后半段受到调节，与本研究的理论模型一致)，在控制性别、年龄、家庭人口数等变量的情况下对有调节的中介模型进行检验，表3结果发现，在加入中介变量后，村庄归属感对村民环境治理参与行为直接影响不显著，但对中介变量集体效能感影响为正且显著(

β

=0.180，

P

<0.01)，同时集体效能感对村民环境治理参与行为影响为正且显著(

β

=0.267，

P

<0.01)，表明集体效能感在村庄归属感对村民环境治理参与行为的影响中起到完全中介效应，也即村庄归属感对村民参与行为的影响主要通过集体效能感发挥作用，这可能是由于归属感本身体现出了对集体的一种信赖，对一般村民而言，强烈的归属感使得他们更能感受到集体的力量，也对集体行动更有信心，因此假说H2a得到验证；此外，集体效能感与村民亲社会倾向的交乘项对村民环境治理参与行为影响为正且显著(

β

=0.088，

P

<0.1)，表明亲社会倾向能够在集体效能感对村民的环境治理参与行为的影响中起到正向的调节作用，激发村民参与集体行动的动机，从而增强集体效能感的中介作用，因此假说H3得到验证。

表3 有调节的中介模型(以村庄归属感为自变量)
Table 3 Moderated intermediary model (independent variable: village sense of belonging)

变量 Variable 参与行为Participation behavior集体效能感Collective efficacy常数Constant2.814***(6.077)-0.185(-0.494)村庄归属感Village sense of belonging-0.071(-1.372)0.180***(4.348)亲社会倾向Prosocial tendency0.416***(7.814)0.135***(3.200)归属感×亲社会Belonging×Prosocial0.022(0.532)0.002(0.070)集体效能感Collective efficacy0.267***(5.847)集体效能感×亲社会Collective efficacy×Prosocial0.088*(1.908)控制变量 Control variablesYesYes样本量 Sample size758758R20.370.105调整R2 Adjusted R20.3560.088F值 F valueF (15 742)=28.997, P=0.000F (13 744)=6.715, P=0.000

进一步的调节中介效应检验和简单斜率分析表明(图2)，对于亲社会倾向较高的村民(M+1SD)，集体效能感对其环境治理参与行为相对于亲社会倾向较低的村民(M-1SD)而言具有更为显著的正向关系(斜率更大)，表4的Bootstrap检验也证明了这一点，正负一个标准差的效应差为0.032 8，同时其Bootstrap抽样的95%置信区间不包含零，表明了这一结果的稳健性。

表4 以村庄归属感为自变量的调节中介效应
Table 4 Moderating effect with village sense of belonging as independent variable

指标 Item 亲社会倾向Prosocial tendency效应值Effect标准误BootSE下限BootLLCI上限BootULCIeff1(M-1SD)0.0320.0130.0090.059调节中介效应Regulatory mediating effecteff2(M)0.0480.0130.0250.074eff3(M+ 1SD)0.0650.0220.0240.11eff2-eff10.016 20.009 90.002 20.037 1有调节的中介效应对比Comparison of mediatingeffects with regulationeff3-eff10.032 80.023 50.008 20.084 6eff3-eff20.016 60.014 00.007 00.048 9

注：BootLLCI指Bootstrap抽样95%区间下限，BootULCI指Bootstrap抽样95%区间上限。下同。

Note: BootLLCI refers to the lower limit of 95% interval of bootstrap sampling, and BootULCI refers to the upper limit of 95% interval of bootstrap sampling. The same below.

图2 以村庄归属感为自变量的调节作用Fig.2 Regulatory effect with village sense of belonging as independent variable

类似地，在以干部亲近感为自变量的模型中，在控制性别、年龄、家庭人口数等变量的情况下对有调节的中介模型进行检验，表5结果发现，干部亲近感对村民环境治理参与行为直接影响为正且显著(

β

=0.111，

P

<0.05)，对中介变量集体效能感影响为正且显著(

β

=0.368，

P

<0.01)，同时集体效能感对村民环境治理参与行为影响为正且显著(

β

=0.224，

P

<0.01)，表明集体效能感在村庄归属感对村民环境治理参与行为的影响中起到部分中介效应，也即干部亲近感不仅会直接影响到村民参与行为，还会通过影响村民对集体的信任进而影响到村民的参与行为，那些与村干部关系亲近的村民可以接触到更多的信息，对村干部的能力也有更清晰的认知，这在一定程度上会增强村民对集体行动的信心，因此假说H2b得到验证；此外，集体效能感与村民亲社会倾向的交乘项对村民环境治理参与行为影响为正且显著(

β

=0.094，

P

<0.05)，表明亲社会倾向能够在集体效能感对村民的环境治理参与行为的影响中起到正向的调节作用，因此假说H3得到进一步验证。

进一步的调节中介效应检验和简单斜率分析表明(图3)，对于亲社会倾向较高的村民(M+1SD)，集体效能感对其环境治理参与行为相对于亲社会倾向较低的村民(M-1SD)而言具有更为显著的正向关系(斜率更大)，表6的Bootstrap检验也证明了这一点，正负一个标准差的效应差为0.077 3，同时其Bootstrap抽样的95%置信区间不包含零，表明了这一结果的稳健性。

表5 有调节的中介模型检验(以干部亲近感为自变量)
Table 5 Moderated intermediary model test (with cadre closeness as independent variable)

变量Variable参与行为Participation behavior集体效能感Collective efficacy常数 Constant2.983***(6.472)0.033(0.093)干部亲近感 Cadre closeness0.111**(2.152)0.368***(9.883)亲社会倾向 Prosocial tendency0.361***(6.871)0.093**(2.311)亲近感×亲社会Closeness×Prosocial0.025(0.684)0.018(0.702)集体效能感 Collective efficacy0.224***(4.661)集体效能感×亲社会Collective efficacy×Prosocial0.094**(2.051)控制变量 Control variablesYesYes样本量 Sample size760760R20.370.188调整R2 Adjusted R20.3570.173F值 F valueF (15 744)=29.172, P=0.000F (13 746)=13.270, P=0.000

表6 以干部亲近感为自变量的调节中介效应
Table 6 Moderating mediating effect with cadre closeness as independent variable

指标 Item 亲社会倾向Prosocial tendency效应值Effect标准误BootSE下限BootLLCI上限BootULCIeff1(M-1SD)0.0450.0220.0050.086调节中介效应Regulatory mediating effecteff2(M)0.0820.0190.0470.121eff3(M+1SD)0.1230.0290.0700.187eff2-eff10.036 90.015 60.007 30.068 8有调节的中介效应对比Comparison of mediatingeffects with regulationeff3-eff10.077 30.033 70.013 10.146 9eff3-eff20.040 40.018 50.006 30.079 4

4 讨论与结论

4.1 研究结论

本研究将内部人身份认知这一概念引入村社场域，并基于现实考虑将其划分为村庄归属感和干部亲近感两个维度对村民参与村庄环境治理行为的影响，超越了单一的归属感视角对村民参与行为的影响。并在此基础上进一步挖掘其影响机理，探讨了集体效能感在其中的中介作用和亲社会倾向在其中的调节作用，得到了以下主要结论：第一，内部人身份认知程度对村民参与行为具有正向驱动作用；第二，内部人身份认知对村民参与行为的积极影响通过集体效能感的中介作用进行传导；第三，亲社会倾向能够有效增强集体效能感对村民参与行为的积极影响。

图3 以村庄归属感为自变量的调节作用Fig.3 Regulatory effect with village sense of belonging as independent variable

4.2 研究意义及启示

本研究丰富了农村环境治理中关于村民参与的研究，对于农村环境自主治理进行了有益探索，同时拓展了农村公共事务治理的研究思路，有助于进一步厘清村民参与村庄公共事务的影响因素和作用机制。通过本研究研究结论可引发以下3点启示：首先，在社会流动性日益增强、村庄“熟人社会”文化渐趋消解的背景下，农村公共事务治理乃至乡村振兴的实现要以营造集体文化、凝聚集体意识、再造集体组织为前提，通过提高村民的社会包容感、强化村干部的公共服务意识来弱化村社内部的异质性，避免形成“分利秩序”，让绝大多数村民都能产生对村社的归属感和村干部的信赖感，进而增强其参与公共事务的意识；其次，要以村级组织能力建设为核心，着力提高村民对村庄集体行动能力的信心。通过集体产权制度改革、网格化治理等措施，塑造共同利益，进而提高村民对村社集体和村级组织的效能感，为自主治理创造良好的社会环境；最后，要加强社会教育，结合村庄传统和地方性知识，通过制度激励、文化引导、公德宣传等措施提高村民的亲社会倾向，调动村民的主人翁精神，为村庄规则的运行提供基础保障和机制支撑。

4.3 研究的局限性

本研究也存在一些局限性：第一，学界普遍将内部人身份认知作为一个单维度构念，但本研究结合国情和村庄实际情况进行了两个维度的划分，虽然这一划分有现实和理论依据作为支撑，但作为一种探索性探究，仍可能存在维度划分不合理或测量不准确的问题；第二，本研究对于参与行为的测度较为简单，没有按照参与的深度或参与的广度进行分类研究，而在不同的分类标准下，各变量的影响程度可能存在不同；第三，本研究重点探讨村民个人层民的认知对于其参与行为的影响，而对村级层面的客观变量考虑不够，这可能影响研究结论的准确性和可靠性。对于上述问题，有必要在后续研究中进一步细化，深入探讨村民参与公共事务的影响因素和作用机制，为乡村有效治理提供理论支撑。