政治效能感、社会资本对农地整治农户参与意愿的影响研究

徐 雯，赵 微

（华中农业大学公共管理学院，湖北 武汉 430070）

1 引言

新时代背景下，农地整治已成为助力精准扶贫、实施乡村振兴战略的重要支撑与保障。长期以来，多数农地整治自上而下运行，农户常被排除在决策与实施过程之外[1]，一定程度上导致决策不完善、规划设计不合理、工程质量低下等问题，甚至引发土地冲突[2]。近年来，各级政府陆续出台政策文件为农户参与整治提供制度保障，并在实践中形成了“社区自治”“农民自建”“公私合作”等参与式整治模式。但由于制度不完善、信息不透明、渠道不畅通等客观原因，加之农户认知水平有限，整体上农户参与意愿普遍不高[3]，容易导致参与流于形式，直接影响了农地整治绩效，因此研究农户参与意愿的影响因素具有重要现实意义。

围绕农户参与农地整治,学界展开了多角度广泛、深入的研究。从社会学角度，学者基于社会资本理论揭示了信任、情景、互动、网络、规范等因素的影响[4]；基于嵌入性社会结构理论分析了村庄特征、社会网络、政府支持等嵌入因素的影响[1]。从经济学角度，学者构建了完全信息动态合作博弈模型，研究农户参与的影响因素[5]；运用制度构成理论，分析了正式制度和非正式制度对参与意愿的影响[6]；运用交易费用理论，验证了交易费用是影响参与意愿向参与行为转化的显著因素[7]。从心理学角度，学者运用计划行为理论分析了行为态度、主观规范、行为控制知觉等因素的影响[3]；基于感知价值理论，从预期收益和预期成本两方面分析了参与意愿的影响因素[8]。通过文献梳理发现，目前多数研究视角较单一，尤其基于政治学角度的研究较为少见。虽有学者分析了政治信任对参与意愿的影响，却是将该因素划归为社会资本范畴[4]。然而，农地整治作为典型的农村公共产品供给形式，农户参与是政府赋予农户参加农村公共事务决策与管理权力的过程，其实质是公民有序的政治参与。政治效能感作为一种政治态度，会影响公民政治参与的意愿、强度、归因方式及行为选择[9]。因而，研究农户参与农地整治的意愿，不可忽略政治效能感这一因素。基于此，本文将从政治学角度切入，提出政治效能感作为农户参与意愿关键影响因素这一重要假设，并结合社会学、心理学相关理论，全面阐释农地整治农户参与意愿的影响因素及其作用机理。

2 理论分析

2.1 政治效能感与参与意愿

政治学将政治参与界定为公民或其团体试图影响和推动政治系统决策过程的活动[10]，农户参与整治促使政府与有关单位回应其权益诉求，故可能影响、改变农地整治决策方式或运行规则，是典型政治参与行为。政治效能感是公民认为其政治行为对政治过程能够产生影响力的感觉或者信念[9]。LANE将政治效能感区分为内在政治效能感、外在政治效能感两个层面，BALCH则通过实证研究支持了这一观点[9]。他们认为：内在政治效能感，指个人自认为对政治过程的认知能力和对政府具有的影响力；外在政治效能感，指个人自认为政府会对其要求有所回应或重视程度[9]。实践中，当农户感到自己能够影响政府行为、政府会对其权益诉求有所回应时，才会愿意参与政治活动。政治效能感作为农户重要的政治态度对其政治行为具有一定影响作用，是预测其参与整治意愿的重要变量之一。研究证明[10-13]，政治效能感较高时个体政治参与较积极，但也有学者认为政治效能感处于适中状态时可获得可观的政治参与。可见，政治效能感与政治参与的联系在不同情景中有不同呈现。据此，提出研究假设：政治效能感显著影响农户参与农地整治意愿（H1）。

2.2 社会资本与参与意愿

嵌入性社会结构理论认为个体行为受社会关系制约，即农户参与整治的意愿并非孤立产生，而是形成于一定村庄社会环境中，嵌入到特定社会资本里[1]。PUTNAM将社会资本概念引入到公共政策与民主治理领域，将其界定为社会组织的特征[15]。学者们对此内涵的认知则逐渐向信任、规范和网络等方面收敛。同时，由此三个维度可阐释社会资本与政治参与间的相关性[14]：信任是对遵守或破坏网络、规范所做出的回报与惩罚，是政治参与的基础。只有形成信任关系农户才愿与他人合作，才愿参与整治项目的决策和管理；规范是参与社会生活的行为准则和人类的社会生活模式，是政治参与的保障。只有权力、行为受到约束，农户才能切实享有民主参与权，其权益才能得以表达和实现，参与整治的意愿才会加强；网络是个人、集体间形成的独特联系，是政治参与的载体。借助社会网络或以组织形式参与整治，可降低参与成本，获得更多整治收益，参与意愿由此增强。研究证实，农户社会资本指数同参与整治程度正相关[4]；社会资本对参与行为有正向嵌入性影响[1]；社会资本是公众参与优化的充要条件[15]，是村民政治参与的载体[11]等。据此，提出研究假设：社会资本与农户参与农地整治意愿正相关（H2）。

2.3 政治效能感、社会资本与参与意愿

政治效能感、社会资本会分别对农户参与意愿产生深刻影响，BANDURA的社会认知理论则为两者共同发挥效用提供了逻辑分析框架。社会认知理论属于社会心理学范畴，强调环境、认知、行为三者间的交互关系，认为行为选择由认知思维所支配、引导，环境条件能够制约、修正个体行为，即内在认知思维与外部环境因素共同决定个体行为[16]。认知思维中，效能信念处于核心地位，是能动性的基础[17]。在中国乡村，社会资本作为日益分化的农户的联系纽带，最能反映农户所处的社会环境。因而，农户参与整治作为一种政治参与行为，政治效能感是其参与意愿形成的内在动力，社会资本则是外部约束条件。据此，提出研究假设：农户参与农地整治意愿受政治效能感和社会资本的共同影响（H3）。

社会认知理论还指出认知与思维形成于环境中，受到环境调整[18]，即环境条件变化会刺激认知思维发展，不同认知思维水平又导致个体行为差异。可以说，外部环境对个体行为的影响部分经由认知思维实现，认知在环境对行为的影响中起中介作用。研究证实[11-13]，信任能增强个体对政治与公共政策的回应感；规范导致的互惠预期能促进个体政治效能感；社会网络能降低政治参与成本，提升政治参与能力和兴趣；政治效能感在社会资本对自治参与的影响中起中介作用。据此，提出研究假设：政治效能感在社会资本对参与意愿的影响中起中介作用（H4）；内在政治效能感在社会资本对参与意愿的影响中起中介作用（H4a）；外在政治效能感在社会资本对参与意愿的影响中起中介作用（H4b）。

3 数据与方法

3.1 数据来源

探究农户参与意愿的影响机理，有助于完善现有的农户参与模式，更是改革传统自上而下整治模式的重要切入点，可为政府制定有效、可行的农户参与制度提供科学依据。为使研究结论更具针对性，本文将围绕传统农地整治模式下的农户参与意愿展开实证分析。

湖北省作为全国重要粮食生产基地，正大力推动农地整治且效果显著。荆门、宜昌、黄冈三地多由政府主导整治，与当地社会、经济环境结合后形成了各自特色，作为研究区域具有一定代表性。调研人员于2017年4月25日—5月3日、8月4—9日对调查区域开展随机抽样调查，回收有效样本504份。问卷内容涉及受访者及家庭基本特征、参与整治意愿、政治效能感和社会资本4个方面。受访对象中男性占88.3%；年龄分布在26～85岁，以50～70岁人群为主；文化程度普遍较低，多为小学及初中文化；家庭规模较小，人口总数多为4～6人；59.9%的家庭以农业收入为主，40.1%的家庭以非农收入为主。

3.2 变量测量

农户在农地整治中的政治效能感，可解释为农户对自身影响农地整治可能性的主观认知，包括对自己能了解、影响农地整治实施的能力评估，对政府及官员回应、重视其整治诉求的可能性评估。依据前文对两个维度的划分和界定，设置以下题项：“我了解本村实施农地整治的程序和办法IPE1”“我能影响村干部在农地整治中的态度和做法IPE2”“我通过投票能影响农地整治中的某些结果IPE3”3个题项测量内在政治效能感；“村干部在乎我对农地整治的态度和看法EPE1”“乡、镇政府重视我对农地整治提出的建议并能回应我反映的问题EPE2”“上级政府和部门在制定农地整治政策、决策整治方案时会考虑农民感受EPE3”3个题项测量外在政治效能感。

农户在农地整治中的社会资本，可解释为农户与整治利益相关者通过社会关系网络构建的某种特定关系，是农户在整治中能够调动且能带来经济效益的一切社会资源[15]。依据前文对三个维度的划分和界定，设置以下题项：“对农地整治相关政策信任STR1”“对集体经济组织信任STR2”“对整治技术人员信任STR3”“对其他村民信任STR4”4个题项测量信任；“对本村凝聚力评价SNO1”“对社会风气评价SNO2”“对治安状况评价SNO3”3个题项测量规范；“与村干部交往SNE1”“与整治技术人员交往SNE2”“与集体经济组织交往SNE3”“与其他村民交往SNE4”4个题项测量网络。

“参与意愿”指农户愿意参与农地整治具体环节或相关事务的主观意愿。此外，当前中国农民分化日益严重，农户不再是同质的经济主体。农户的土地依赖程度、土地价值认知、土地产权偏好有着明显差异[19]，导致其面对农地整治时表现出不同的参与动机和参与意愿。因而，考虑异质性选取文化程度、人均收入、抗灾能力作为控制变量。其中，文化程度解释社会文化异质性，人均收入解释经济异质性，生计脆弱性差异导致农户行为决策分异，抗灾能力解释生计脆弱异质性。

问卷采用5点Liket记分法对题项答案进行量化，即受访者从“1 = 非常不愿意/非常不同意、2 = 不愿意/不同意、3 = 一般/说不清、4 = 比较愿意/比较同意、5 =非常愿意/非常同意”中选择最接近个人主观感知的一项。参与意愿均值为3.90，说明整体上农户参与意愿并不十分强烈。政治效能感均值偏低（3.13），社会资本均值整体不高（3.41）。由此推断，调研区域农户政治效能感具有较大提升空间，其社会资本存量有限；农户低水平的政治效能感和社会资本可能是制约农户参与农地整治意愿的重要因素。

3.3 数据处理与研究方法

将样本数据依次进行探索性因子分析、验证性因子分析及信度效度检验，以评估样本数据质量，形成变量测度量表。由于涉及多个层次变量，故采用化潜为显的处理方法，即以公因子方差贡献率占累积方差贡献率的比重为权重，按加权和法得到潜变量测量值。由研究假设可知，本文无需同时处理多个因变量和多重中介变量，数据处理后所有变量均可显化，即满足回归分析要求。虽然使用显变量会低估中介效应值，但其检验中介效应的能力强于潜在变量，且显变量模型的拟合指数一般较好[20]，故本文采用更为简效的回归分析来估计影响效应、检验中介变量。需要说明的是，被解释变量“参与意愿”为有序多分类变量，根据现有研究，当有序多分类回归方程中因变量等级数较多（5等及以上）时，近似满足连续回归分析假设，即Logistic回归与普通线性回归的差别较小[21]。因而，构建多元线性回归模型进行拟合。

根据社会认知理论，农户参与意愿受到政治效能感、社会资本这两个方面因素的影响，回归模型为：

式（1）中：BI为农户参与意愿；PE、SC为政治效能感类和社会资本类自变量；CV为控制变量，α为常数项；β、γ、τ为对应变量的回归系数；ε为残差项。

由理论分析可知，政治效能感可能在社会资本对参与意愿的影响中起中介作用，用下列回归方程描述三者间的关系，采用Bootstrap法检验中介效应。

式（2）—式（4）中：c为自变量SC对因变量BI的总效应；a为自变量SC对中介变量PE的效应；b为控制了自变量影响后，中介变量对因变量的效应；c'为控制了中介变量影响后，自变量对因变量的直接效应；ab为自变量经过中介变量作用于因变量的间接效应；e为残差项。

4 实证研究

4.1 因子分析

运用SPSS 17.0进行检验，全样本Cronbach’sα=0.857，数据整体可接受。KMO=0.799，Bartlett球形检验P=0.000，数据适合做因子分析。根据主成分分析法，利用一半样本数据采用方差极大正交旋转法，抽取特征值大于1的因子，得到旋转后因子荷载系数，见表1。删除荷载系数0.5以下变量（对其他村民信任、与其他村民交往），“社会资本”保留9个解释变量，提取3个因子，累计解释方差变异65.350%，大于50%；“政治效能感”保留6个解释变量，提取两个因子，累计解释方差变异69.968%，大于50%。利用另一半样本数据检验测度模型，所得标准化因子荷载系数均大于0.5，满足拟合要求。一阶与二阶因子模型整体拟合指标满足判别标准。由于高阶模型更为简效，且高阶模型拟合度没有显著变差，故接受二阶因子模型。

各变量Cronbach’sα值在0.664～0.803，组合信度CR值均大于0.6，通过信度检验。问卷设计借鉴相关文献并经过修改、调整而形成，具备较好内容效度；标准化因子载荷均大于0.5，达到显著性水平，且CR值和平均方差抽取AVE值基本满足阀值要求，具备较好收敛效度；因子间相关系数低于0.85，AVE平方根大于因子相关系数，具备较好区别效度。据此，解释变量的选取具有可靠性、有效性，样本数据整体拟合度较好，适合用来进一步验证研究假设。

4.2 影响因素分析

4.2.1 政治效能感

由表2中模型1、模型2可知，控制文化程度、人均收入、抗灾能力后，政治效能感变量对参与意愿的解释力度增加（R2由9.7%增至12.4%）。外在政治效能感具有显著正向影响，内在政治效能感正向影响但不显著，假设H1基本得到验证。整体而言，政治效能感可反映基层政治制度的民主化程度，其水平正向影响政治参与的意愿及参与行为。

调研中发现，部分村庄农地整治相关宣传工作不到位，农户对整治流程不了解，整治项目信息公开程度低，配套资金使用不透明，甚至有农户并不知晓是否开展过农地整治。这种认知上的缺乏和信息上的劣势，阻碍了农户内在政治效能感的发展。同时，农户参与村集体公共事务往往流于形式，长期低水平的政治参与经验，造成农户低估其参与整治的作用和意义。个别农户甚至担心参与整治中的民主投票会得罪人，从而招致某些潜在威胁。由此，低水平的内在政治效能感（统计均值为2.79）难以形成显著影响。另一方面，农户普遍表示能够感知国家对农地整治的大力投入，但其实际需求没有得到有效回应。例如渠道修建未考虑地形特征，建成后无法引水，甚至阻碍原有灌溉通道。农户就此多次反映却未得到相关部门回应，最终渠道荒废成了摆设。农户对村干部和基层管理部门类似的不重视、不回应、不作为，表现出了较强不满，其参与农地整治的热情也必然会因此而挫伤。

表1 探索性因子分析（N=252）Tab.1 Result of exploratory factor analysis (N=252)

4.2.2 社会资本

由表2中模型3、模型4可知，控制文化程度、人均收入、抗灾能力后，社会资本变量对参与意愿的解释力度增加（R2由9.0%增至11.0%）。信任、规范均具有显著正向影响，网络负向影响不显著，假设H2基本得到验证。整体上，农户参与农地整治多是农户自下而上影响农地整治运行规则、监督其中权力运行的过程。社会资本同样是自下而上集结、强化，进而透过社会网络发挥作用，两者具有同向度性。

首先，信任是政治参与的基础。农地整治中，常涉及耕地被占、田块调整等容易引发利益冲突的事宜。如果农户对政府及相关主体缺乏信任，就会预期到较高的合作成本或较低的合作收益，一定程度抑制其参与整治的意愿。相反，农户对政府及相关主体的信任程度越高，越能抑制农户自身的机会主义行为，增强农户对合作的感知，从而提高其参与意愿。其次，规范是政治参与的保障。农户参与整治往往需要投资投劳，有农户反映个别人出工不出力，造成了较坏影响。此外，村干部在整治中具有天然的信息优势，有农户反映村干部未按要求传达整治相关政策，更有利用职务之便在整治中谋私利的情况。上述乱象足以使农户对参与整治的真实性、有效性产生怀疑。因而，只有约束“搭便车”行为，制约管理者权力，才能确保农户切实享有民主参与权，进而激发农户的参与意愿。再次，网络是政治参与的载体。调研区内专业合作社或协会数量不多，且实际运作的更少。留守的农户多为老年人，由于文化水平较低与技术人员交流少。农户的社会网络整体上并不发达（统计均值为2.72），农户难以依托社会网络显著减少参与成本，因而网络影响不显著。此外，不少农户认为参与公共事务能体现个人价值，提升在本村的社会地位，因此越是日常与他人交往少的农户，可能越愿意通过参与整治来获得认同与尊重。少数与村干部交往密切的农户，则有机会通过非正常途径了解整治信息而得到特殊利益，故他们愿意参与整治却并不赞同人人都参与。

4.2.3 政治效能感、社会资本与参与意愿

由表2中模型5、模型6可知，控制文化程度、人均收入、抗灾能力后，政治效能感、社会资本两类变量对参与意愿的解释力度增加（R2由13.2%增至15.3%），且影响显著，假设H3得到验证。其中：外在政治效能感具有显著正向影响，内在政治效能感具有正向影响但不显著，信任具有显著正向影响，规范具有显著正向影响，网络具有显著负向影响。由此，农户参与意愿可由两类政治效能感和三种社会资本的影响效应叠加来解释。政治效能感是农户对自身政治能力的认知与判断，对其政治行为选择有着直接的影响作用。同时，农户的政治行为无法脱离中国乡村社会情景，社会资本作为某种联系农户与外部环境的纽带，对农户政治行为选择起到重要的制约、修正作用。可见，作为一种政治行为选择，农户参与整治意愿受到农户个体认知与环境因素的共同影响。这既与BANDURA社会认知理论的结论一致，也符合中国农户在社会情景与自我价值间寻求均衡的处事之道。

表2 实证分析结果Tab.2 Empirical analysis results

4.3 中介效应分析

由表3可知，模型7中检验系数c=0.230显著，模型8中检验系数a=0.605显著，模型11中检验系数b=0.206、c′=0.106均显著，且ab和c′同号，说明政治效能感在社会资本对参与意愿的影响中起部分中介作用，假设H4得到验证。由表4可知，政治效能感产生的中介效应占总效应54%，即社会资本对农户参与意愿的影响大部分经由政治效能感发挥作用。

“关系”在中国人生活中发挥着特殊作用，人际间的信任可被看作是对“关系”的信任，社会规范可被看作是对“关系”的约束，交往行为可被看作“关系”行为。有没有“关系”“关系”好不好，反映出农户的社会资本状况。“关系”为农户提供政治资源，约束农户的政治行为，影响农户的政治交往，必然对农户的政治效能感产生影响，进而影响政治行为意愿。调研中发现，多数农户“关系”少、社会资本贫乏，其获得的农地整治信息非常有限，内容多是走程序所必须的格式化信息，时间上滞后于少数“关系”农户，有些农户甚至不知道是否整治、有无补偿，这使他们失去了发展政治效能感的基本条件。这些“被告知者”常被排除在村务之外，因而对于农地整治这类公共事务他们保持漠然态度，对于自身诉求是否被回应、被重视也感知迟缓。最终，长期的政治无力感积累成消极的政治效能感，导致农户政治参与意愿的不足。

4.3.1 内在政治效能感中介效应

由表3可知，模型7中检验系数c=0.230显著，模型9中检验系数a=0.321显著，模型12中检验系数b=0.020不显著，c′=0.224显著，故需用Bootstrap法检验间接效应ab。通过Bootstrap法抽样2000次，在95%置信度水平下进行区间估计（表4），拟合度指标达到要求，置信区间不包含零值，双尾检验显著，表明内在政治效能感的中介效应显著。由于检验系数c′显著，且ab和c′同号，说明内在政治效能感起部分中介作用，假设H4a得到验证。由表4可知，内在政治效能感产生的中介效应仅占总效应3%，即社会资本对参与意愿的影响很少经由内在政治效能感传递。这与内在政治效能感自身对参与意愿影响很小且不显著有关，具体解释可见前文。

4.3.2 外在政治效能感中介效应

由表3可知，模型7中检验系数c=0.230显著，模型10中检验系数a=0.610显著，模型13中检验系数b=0.254显著，c′=0.075不显著，说明外在政治效能感在社会资本对参与意愿的影响中起完全中介作用，假设H4b得到验证。由模型7、模型13可知，外在政治效能感的引入提高了模型解释力度，说明社会资本主要是通过外在政治效能感对参与意愿产生影响。这与外在政治效能感自身对参与意愿影响较大且显著有关，也与内在政治效能感中介作用较小的结论相呼应。

调研结果显示，农户的外在政治效能感要比内在政治效能感更趋向积极。事实上，相较于自己在政治自我认同上的能力，农户似乎更注重自己获得政府回应与重视的能力。因为后者能解决现实问题，带来切实利益。同时说明，随着整治工作的推进，农户的权益意识正被逐渐唤醒，权益表达的诉求也日益增强。这些都强化了外在政治效能感的中介效应。

表3 中介效应检验Tab.3 Mediating effect analysis

4.3.3 子维度中介效应

由表4、表5检验结果还可知，在信任对参与意愿的影响中，内在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用，中介效应分别占总效应3%、48%。农户的人际信任水平会影响农户对他人客观行为的主观判断。政府信任水平较高时，农户对政府或官员的回应就会有较为积极的心理暗示，形成较高的外在政治效能感，进而影响农户政治参与意愿。事实上，调研地区村干部和基层政府部门的公信力普遍不高，但农户对中央政府表现出较高的信任水平。这在某种程度上会形成了一种制度保护的心理作用，即农户有可能通过一定方式引起更高层级政府或部门的关注与回应，以形成对基层政府部门的压力，从而解决整治过程中的问题。本质上，这也是农户参与整治的一种方式，更是信任通过外在政治效能感影响农户参与行为的体现。

在规范对参与意愿的影响中，内在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用，中介效应分别占总效应4%、47%。村庄凝聚力越强、风气越良、制度建设越完善，则农户在参与村庄政治活动时越有自信和安全感。这既能激发农户在整治中积极表达利益诉求，也有助于农户公正客观地评价村干部及基层政府部门的回应。调查中，有农户反映当地农地整治项目时断时继，最后没有完工便不了了之。由于整治过程中没有执行项目公示，村委会也未就此作出公开说明，导致农户私下里议论纷纷。不少农户因此而表现出消极的外在政治效能感。

在网络对参与意愿的影响中，由于系数c=0.052不显著（模型16），故应以遮掩效应立论[20]。内在政治效能感的遮掩效应量为1.89，可解释为除内在政治效能感外，存在效应较大的其它中间变量（如外在政治效能感）。由于未控制该中间变量，网络对参与意愿的直接效应、总效应均被遮掩，故呈现为不显著正向影响[21]。外在政治效能感的遮掩效应量为1.52，且ab和c′异号，可解释为没有控制外在政治效能感时，网络对参与意愿的负向直接效应被其正向间接效应所削弱，导致总效应被遮掩，故呈现为不显著正向影响。整体上，没有得到政治效能感发挥中介效应的预期结论。原因可能是：对网络的测量没有涉及与父母、子女、亲戚等交往的强关系；没有加强对“农户与村干部交往”的测量，未能很好契合当下中国乡村社会的现实；在网络和参与意愿间可能存在其它效应更大的中介变量。因此，在后续研究中可以从强关系、弱关系两个维度解构社会网络，增强对干群关系的考察，并采用多重中介变量的研究框架。

表4 中介效应测算结果Tab.4 Measurement of mediating effect

表5 子维度中介效应检验Tab.5 Mediating effect analysis of sub-dimensions

5 结论与启示

研究结论：（1）农户参与农地整治实质是有序的政治参与，政治效能感显著影响参与意愿；个体行为内嵌于特定社会环境中，社会资本显著影响参与意愿。（2）政治效能感作为内在动力，社会资本作为外部约束，两者共同影响参与意愿。外在政治效能感、信任、规范具有显著正向影响，网络具有显著负向影响，内在政治效能感影响不显著。（3）在社会资本对参与意愿的影响中，政治效能感起中介作用；在信任对参与意愿的影响中，内在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用；在规范对参与意愿的影响中，内在政治效能感、外在政治效能感均起部分中介作用；在网络对参与意愿的影响中，内在政治效能感、外在政治效能感均起遮掩作用。

研究启示：（1）加大农地整治政策与项目信息宣传力度，使农户充分认识其参与对于保障工程质量、调整农业生产方式、改善居住环境的重要意义，由此增强其主体意识，强化其对参与可行性、必要性的感知，促发内在政治效能感对参与意愿的影响。（2）尊重农户合理权益诉求，疏通诉求表达渠道，建立健全意见受理、上报与反馈机制，使农户感知地方政府、相关部门及村委会的重视与回应，提升农户外在政治效能感，激发其参与意愿。（3）积极改善、积累农村社会资本，包括促进农户与其他个体、组织间的交流互动，提升人际信任和制度信任水平，提高整治中的合作效率；注重德治在农村社会治理中的基础作用，形成有效的道德约束，抑制整治中的自利行为；重视干群关系建设，完善民主决策管理制度，保障农户参与整治的基本途径。（4）结合整治项目特征及所处环境差异，对政治效能感与社会资本进行协调，尤其重视政治效能感提升与社会资本优化后的叠加效应，充分发挥政治效能感中介作用，增强农户参与意愿。这些将利于整治项目与农户需求有效对接，有利于公民意识与公共精神培育，是完善乡村治理机制、夯实农村基层民主政治建设的重要途径。