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民眾的村社認同如何影響其對政治系統(tǒng)的信任水平？文章指出，村社認同對民眾的政治信任水平具有顯著的正向因果聯(lián)系，且公民參與在二者關(guān)系中起部分中介作用。同時，民眾的傳統(tǒng)意識不僅在村社認同和公民參與關(guān)系中具有顯著的負向影響，還會調(diào)節(jié)村社認同與政治信任的關(guān)系。文章基于95個行政村和城鎮(zhèn)社區(qū)的5040份調(diào)查數(shù)據(jù)，運用多水平結(jié)構(gòu)方程模型和貝葉斯可信區(qū)間估計，證實了上述效應的存在。該文具體如何，尚待諸君評議。（政治學評介編輯部）

  作者介紹 

政治信任是公民對政治系統(tǒng)運行的信念或信心(李艷霞，2013)，是民眾針對政府可信度所采取的一種信任判斷或政治評價。作為支撐政治系統(tǒng)正常運轉(zhuǎn)的重要變量之一，政治信任是維持政治合法性和穩(wěn)定性的基礎(chǔ)來源，能夠有效節(jié)省政策成本、提升治理效率和質(zhì)量(梅立潤、陶建武，2018；熊美娟，2010)。已有研究涉及政治信任影響機制的分析，集中探討了政府績效、腐敗感知、政治參與和政治效能感等因素的影響作用(胡榮，2007；田北海、王彩云，2017；Dong & Kuebler , 2018；Espinal et al ，2006；Kim , 2005)，而從認同角度切入、基于社會治理的研究相對缺乏，本文嘗試通過公民治理參與來探討村社認同與政治信任在村社層級的生成機制及作用條件。

村社是我國國家治理體系中的神經(jīng)末梢和治理終端。作為國家治理的基本單元，村社不僅是人們的社會生活共同體，同時它還“承擔著接應國家治理任務和回應社區(qū)內(nèi)生需求的雙重功能”(王德福，2019；楊敏，2007)。在國家治理能力和治理體系現(xiàn)代化的過程中，村社面臨著治理轉(zhuǎn)型問題，即需要在村社層級形成政府與公民的良性互動、達成多元主體參與的共治共享。然而隨著市場化、城市化帶來的人口流動和社會資本流失，村社日益面臨異質(zhì)化、凝聚力降低和認同不足等現(xiàn)實困境(柴梅等，2017；閔學勤，2008；舒曉虎等，2013)。村社認同的缺失會減損政治信任嗎？要從根本上回答這一問題，就需要探析村社認同與政治信任的關(guān)系。

終身學習模型整合了有關(guān)政治信任的文化主義和制度主義兩種解釋框架，將個人的政治信任發(fā)展看作一個持續(xù)過程，即它是由一系列個人經(jīng)歷以及態(tài)度變化組成的因果序列，人們在時間序列上經(jīng)歷不同的事件，并由此改變自身的態(tài)度(Mishler & Rose , 2001)。按照認同理論的觀點，認同是溝通個體認知與社會結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵，個人深刻感受到隸屬于某群體的情感和價值意義，這會強烈地影響其知覺、態(tài)度行為(張瑩瑞、佐斌，2006)。于個人而言，村社生活是個體互動關(guān)系從家庭到一定地域范圍的拓展，是血緣和地緣關(guān)系的締結(jié)和強化，構(gòu)成個人最初的信任半徑空間。個人社會化經(jīng)歷中更早形成的村社認同態(tài)度，會在后續(xù)社會化經(jīng)歷中強化或弱化其政治信任。對公民來說，村社象征著地域依附與情感依戀，是社會交往和人情關(guān)系的肇始，個體自然形成的基于村社的認同感反映了人們指向村社的一種歸屬與身份體驗。有研究表明，高村社認同的個體更有熱情參與村社集體事務(謝治菊，2012)，而認同的生產(chǎn)與再生產(chǎn)是推動居民持續(xù)參與村社公共生活的重要動力(顏玉凡、葉南客，2019)。社會資本理論認為公民參與能培育牢固的普遍互惠規(guī)范，有助于加強和積累社區(qū)合作和信任，形成樂于合作和信任的氛圍，最終增進政府政策的有效性，使社會信任傳導到政府機構(gòu)(Putnam ,  1993)。從村社認同到政治信任，公民參與在其中起著中介作用，這一主觀意識轉(zhuǎn)變過程中生成的是認同型信任，即“經(jīng)由長期的互動合作和愉快體驗而內(nèi)化的一種感性的情感認知”(馬子博、張成福，2016)。相比其他行政層級，村社是公民與政府及其公職人員的高頻接觸點，在參與社區(qū)事務的過程中，公民與政府進行了直接或間接的接觸和互動，達成基于價值認同和行為合作的關(guān)系性信任。此外，本研究還引入了具有本土文化特征的價值觀變量——個人傳統(tǒng)性，將其作為村社認同和公民參與的調(diào)節(jié)變量。價值觀支配和制約著人們的行為動機，在一定程度上對其行為模式具有預測作用。在政府與公民的權(quán)威－服從關(guān)系情境中，個人傳統(tǒng)性在削弱公民參與動機的同時，對其服從動機具有增強作用。因而，較之高傳統(tǒng)性者，低傳統(tǒng)性者更有可能參與村社事務與治理。

本文基于政治信任的終身學習模型、認同理論和社會資本理論，試圖于村社場域中建構(gòu)出認同－參與－信任模型來闡釋村社認同和政治信任的關(guān)系。將公民參與作為兩者關(guān)系的中介變量，考察公民和政府的互動邏輯，探究其對話機制；同時，以個人傳統(tǒng)性作為村社認同和公民參與的調(diào)節(jié)變量，討論兩者關(guān)系的邊界效應。與以往有關(guān)村社認同的研究不同的是，本研究搭建了跨層次分析框架，這能顯著提升研究結(jié)論的效度，增加理論貢獻與實踐啟示。

（一）村社認同與政治信任

社區(qū)包含四個要素，即具體地理空間、人口、互動形成的關(guān)系叢和社區(qū)認同(黎熙元、陳福平，2008；王志立，2019)。結(jié)合已有研究對社區(qū)認同的定義(唐有財、胡兵，2016；辛自強、凌喜歡，2015)，我們認為，村社認同是個體基于利益相關(guān)、居住時間、歷史記憶、社會交往等多種因素形成的一種指向村（或社區(qū)）的態(tài)度體驗，具體表現(xiàn)為個體對村（或社區(qū)）功能狀況的認同程度以及個體與村（或社區(qū)）的情感聯(lián)結(jié)強度，是影響基層治理的重要心理變量。在與其他居民的頻繁交往和互動中，村社認同得到鞏固和加強，成為凝聚村社的黏合劑。高村社認同的公民會更愿意參與村社公共事務(孫璐，2006；唐有財、胡兵，2016；吳理財，2011；謝治菊，2012)，高參與意愿則更可能指向與村社其他居民和政治體系的高頻互動，易于形成穩(wěn)定的關(guān)系聯(lián)結(jié)。信任本身反映的是個人與個人或個人與團體（機構(gòu)）之間的關(guān)系性狀態(tài)(Levi & Stoker , 2000)，政治信任體現(xiàn)了公民和政治體系基于互動形成的雙向關(guān)系。對于政治信任的生成機制，存在有兩種解釋路徑：一是文化主義視角，認為政治信任的根源在于人們對文化的長久且根深蒂固的信仰，這些信仰根植于文化規(guī)范并通過早期的社會化傳播；作為人際信任的一種延伸，政治信任是個體生命早期所習得的信任關(guān)系在后期投射到政治機構(gòu)上的表現(xiàn)。二是制度主義視角，認為政治信任來源于以政府為代表的政治績效，是公民理性評價的結(jié)果；政治社會化和客觀的政治績效，都對政治信任有著重要的影響。但上述解釋路徑卻共享一個基本假設(shè)，即信任是習得的，且與個體既往經(jīng)歷存在一定關(guān)聯(lián)?；诖?，有關(guān)政治信任的終身學習模型，將個體的政治信任發(fā)展看作是一個持續(xù)動態(tài)的過程，是借由在時間序列上所經(jīng)歷的不同事件而改變自身的價值和態(tài)度的結(jié)果表現(xiàn)(Mishler & Rose , 2001)。人們的政治信任，一方面受到早期社會化經(jīng)歷、文化規(guī)范和價值內(nèi)化的持續(xù)影響，另一方面，其程度還會因后期的經(jīng)歷和對政治績效的體驗而有所增強或減損。具體到本研究，基于村社層面的認同感知，其鞏固或削弱勢必會對個體所生成的政治信任產(chǎn)生影響。

村社認同和政治信任是公民在體驗村社生活中的各種互動時形成的主觀態(tài)度，探究兩者關(guān)聯(lián)要考慮到中國村社的特殊性，具體體現(xiàn)為兩點：一是黨政力量牢牢扎根于基層，密切參與村社的公共生活的治理實踐；二是以關(guān)系差序和認同型信任為主要特征的社會文化背景。村社雖然是國家治理實踐的終端，但也受到行政力量的較強影響，黨政組織在村社中的高度嵌入增加了公民與其互動的概率。在與黨政力量的持續(xù)互動中，當公民感受到他們是在為村社謀福并且擁有良好的治理績效時，關(guān)心村社發(fā)展的公民就更容易產(chǎn)生對政治體系的認同。有研究表明，中國人通常具有較高的認同型信任水平(Zhao et al. , 2017)。認同型信任的形成不基于利益成本計算，而是根據(jù)信任對象的可信度特征予以判斷。正是出于對村社自治組織和政府的治理理念、治理績效的認同，高村社認同的公民傾向于將其劃撥到“自己人”陣營，由此產(chǎn)生認同型信任。此外，村社特殊的社會文化背景也鞏固了黨政力量與公民的互動和信任關(guān)系。親疏有別的人情關(guān)系網(wǎng)在村社的社會交往和事務處理上發(fā)揮著特殊作用。在頻繁互動中產(chǎn)生的曝光效應，使公職人員能夠介入村社日常生活運行的網(wǎng)絡，拉近與公民的距離并達成穩(wěn)定的信息交流和行為合作關(guān)系，從而在一定程度上強化了認同型信任的形成過程。在前述背景之下，公民越是認同和關(guān)心村社，就越可能主動地參與村社事務，與政府的接觸和互動就會更多，更易形成日常頻繁互動的關(guān)系網(wǎng)絡。在此過程中，公民形成了基于治理績效和關(guān)系情感的認同，這會對他們的政治信任產(chǎn)生積極影響(田北海、王彩云，2017)。

因此，本文提出假設(shè)H1：村社認同對政治信任具有顯著的正向影響。

（二）公民參與的中介作用

公民參與又稱公共參與，是“公民通過一定的參與渠道，參與或影響政府公共政策或公共事務的行動過程”(黨秀云，2003)。公民參與是我國國家治理現(xiàn)代化和民主行政的應有之義與必然之選，也是實現(xiàn)“參與式治理”的核心要件(王建國?劉小萌，2019)。通過參與社區(qū)公共事務，每個社區(qū)公民都能為社區(qū)的公共利益決策和付出，實現(xiàn)福利共享和責任共擔。根據(jù)認同理論和社會資本理論的觀點，公民參與的內(nèi)在心理動力是公民對社區(qū)的認同感和歸屬感(唐有財?王天夫，2017)，而參與行為能促進社區(qū)內(nèi)部的合作和信任。認同和信任都是主觀建構(gòu)的心理變量，從村社認同到政治信任的認知改變須經(jīng)由實質(zhì)性互動行為才能實現(xiàn)。

之前的大量研究佐證了村社認同能夠促進公民參與村社公共事務的假設(shè)(唐有財?胡兵，2016；吳理財，2011；謝治菊，2012)。村社認同促進公民參與的邏輯在于，村社認同包括功能和情感兩個維度。一方面，因為社區(qū)功能狀況與公民利益的捆綁，公民出于維護社區(qū)功能運作和自身利益的理性考慮，會選擇參與村社集體事務的管理;另一方面，公民在長期居住和村社交往的過程中形成了關(guān)系性情感聯(lián)結(jié)和認同型信任網(wǎng)絡，促使公民有強烈的義務感和責任感參與村社治理，而且關(guān)系友好的鄰里伙伴的參與也會打消他們的顧慮，增強其參與意愿。公民對政治體系和政府的態(tài)度來自他們自身的直接經(jīng)驗和間接經(jīng)驗，參與是獲取直接經(jīng)驗的主要途徑，在直接的行動參與和互動過程中產(chǎn)生政治信任，使政治資本得以增值(徐勇，2004)。公民在參與過程中獲取公共事務的相關(guān)信息，知悉政府的能力和道德水平。特別是通過更多的直接接觸和互動，公民能貼近決策和選舉過程，增進對政府決策的理解。適當?shù)墓矃⑴c有助于增強管理者與公眾的互信，減少政府與公眾之間的誤解和對立，緩解兩者間的緊張關(guān)系(李艷霞，2011)。

結(jié)合以上分析，從村社認同到政治信任，公民參與行為是其心態(tài)改變的關(guān)鍵橋接。本研究認為，公民參與村社公共生活和集體事務受村社認同的驅(qū)動，認同感越高則參與意愿越強。由于政府力量在村社一級的普遍深入，公民通過公共參與過程可以切實地成為村社公共事務的參與者和監(jiān)督者，村社公共事務的積極參與者維持著與政府的互動關(guān)系，更可能增進其政治信任水平。由此，本文提出假設(shè)H2:公民參與在村社認同與政治信任的關(guān)系中起著中介作用。

（三）個人傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用 

傳統(tǒng)性被認為是最能描繪中國人人格特質(zhì)和文化價值觀的概念之一，它在中國現(xiàn)實社會中最常被觀察到，是一套有組織的認知態(tài)度、思想觀念、價值取向、氣質(zhì)特征及行為意愿，反映了個體對傳統(tǒng)價值觀的認同程度(Farh et al. ，2007；Yang，2003)。改革開放和現(xiàn)代化進程形塑著中國人的價值觀,但傳統(tǒng)價值體系的影響尚存，因為信念體系具有出色的耐久性和韌性，價值觀雖然在某種程度上會發(fā)生變化，但它們?nèi)耘f反映著社會的文化遺產(chǎn)(Inglehart & Baker , 2000)。有研究者將個人傳統(tǒng)性劃分成遵從權(quán)威(Submission to Authority)、孝親敬祖(Filialpiety and Ancestral Worship)、安分守成(Conservatism and Endurance)、 宿命自保(Fatalism and Defensiveness)、男性優(yōu)越(Male Dominance)五個因素(Yang，2003)，其中遵從權(quán)威是個人傳統(tǒng)性的關(guān)鍵要素(Farh et al. , 1997)。較之低傳統(tǒng)性個體，高傳統(tǒng)性個體的態(tài)度和行為更少受到權(quán)威人物如何對待他們的影響，他們社會角色所承載的期望和責任主導著其態(tài)度和行為(Gabrenya Jr. & Hang , 1996)。心理學和管理學的一些研究驗證了在組織情境中傳統(tǒng)性對個人心理和行為的影響，例如高傳統(tǒng)性個體對主管的辱虐管理有更強的耐受力，傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)著不同風格的領(lǐng)導行為（如變革式領(lǐng)導、家長式領(lǐng)導、謙卑型領(lǐng)導等）與員工行為之間的關(guān)系等(李曉玉等，2015；蘇濤永等，2017；吳隆增等，2009；張永軍等，2017)?

相對于其他社會實踐條件，政治情境中也同樣存在人格特質(zhì)對個人態(tài)度和行為的影響。張平和周東禹在研究城市居民參與社區(qū)選舉的促進因素時發(fā)現(xiàn)，社區(qū)居民人格傾向是一個重要影響因素，對選舉行為具有最強的間接效應(張平?周東禹，2019)?作為中國人的典型人格特質(zhì)之一，個人傳統(tǒng)性會在一定程度上塑造公民的政治心理，影響其社區(qū)參與行為?遵從權(quán)威要素體現(xiàn)了中國人的權(quán)威取向，在社會互動中表現(xiàn)為權(quán)威敏感?權(quán)威崇拜和權(quán)威依賴(楊國樞，2005)?在公民與政府的互動中，政府占據(jù)領(lǐng)導和主動地位，是公民逐漸習慣和仰賴的權(quán)威。在我國的現(xiàn)行體制下，基層治理實踐中還存在傳統(tǒng)單中心治理模式或威權(quán)式治理模式的影響，由于行政權(quán)威的主導慣性，社區(qū)公共事務和公共生活等都易受到其影響，進而使基層治理實踐中的自治活力難以有效發(fā)揮(鄭建君，2017a；周慶智，2016)。鑒于基層治理現(xiàn)狀，本文認為公民參與村社公共事務的意愿及其表現(xiàn)，會同時受到其村社認同程度與傳統(tǒng)性價值觀念的影響。高傳統(tǒng)性的個體習慣于服從權(quán)威，并且依賴于政府的領(lǐng)導和庇護以獲取安全和福利，他們在村社公共事務中往往會順從政府安排，缺乏參與的意識和動力，或者處于村社動員下的被動在場參與的狀態(tài)；與之相反，低傳統(tǒng)性的個體則更為開放，對權(quán)威的崇拜取向相對更低，主張以平等方式與村社自治組織和基層政府進行溝通和互動，在社會治理實踐中表現(xiàn)出更強的意愿與更積極的行動。

因此，提出本文的假設(shè)H3：個人傳統(tǒng)性不僅在村社認同和公民參與的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)作用，同時對村社認同通過公民參與對政治信任的間接效應也發(fā)揮有顯著的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究的研究假設(shè)模型如圖1所示。

圖1：研究假設(shè)模型

（一）樣本情況 

本研究在S省和Z省的95個行政村和城鎮(zhèn)社區(qū)進行問卷調(diào)查，并邀請在當?shù)鼐幼∫荒暌陨锨夷隄M18周歲的村社居民參與問卷作答。最終，發(fā)放調(diào)查問卷5225份，收回有效數(shù)據(jù)5040份，有效數(shù)據(jù)的回收率為96.46%，單個村或社區(qū)的人數(shù)在33~110人之間。其中，男性3103人(61.57%)，女性1916人(38.02%)，信息缺失21人(0.41%)；受訪者年齡在18~89歲之間(M=43.89?SD=12.66)；調(diào)查的有效數(shù)據(jù)在各行政村或城鎮(zhèn)社區(qū)的人數(shù)分布在40~110人之間，平均人數(shù)為53人。在學歷上，“初中及以下”學歷2129人(42.24%)，“高中(含高職?高專)”學歷640人(12.70%)，“大專及本科”學歷2189人(43.43%)，“研究生”學歷32人(0.63%)，信息缺失50人(0.99%)；在政治面貌上，“中共黨員”1161人(23.04%)，“共青團員”377人(7.48%)，“群眾及其他”3424人(67.94%)，信息缺失78人(1.54%)；在個人月均收入上，“1500元以下”者1245人(24.70%)，“1501~3000元”者1366人(27.10%)，“3001~5000元”者1838人(36.47%)，“5000元以上”者460人(9.13%)，信息缺失者131人(2.60%);在家庭年收入上，“1.5萬元以下”893人(17.72%)，“1.5萬元~5萬元”1198人(23.77%)，“5萬元~8萬元”1327人(26.33%)，“8萬元~10萬元”641人(12.72%)“10萬元以上”889人(17.64%)，信息缺失92人(1.82%)。

（二）變量測量 

除人口學變量外，本研究重點考察的核心變量有四個，分別是村社認同、公民參與、政治信任和個人傳統(tǒng)性，均采用問卷調(diào)查的方式進行數(shù)據(jù)收集。

1.村社認同

采用辛自強和凌喜歡（2015）編制的《社區(qū)認同量表》，共８個題目，李克特６點計分，包含有功能認同和情感認同兩個維度。在本研究中，施測對象包含有城鄉(xiāng)居民兩大群體（農(nóng)村和城鎮(zhèn)社區(qū)），故在實際運用過程中刪去了“情感認同”維度中的一個題目“我覺得這個社區(qū)已經(jīng)成為我生命的一部分”，并針對調(diào)查對象對個別表述進行了調(diào)整。為此，對修訂后的《村社認同量表》進行了效度的復核檢驗，結(jié)果顯示x²=331.302，df=13，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，SRMR=0.015，各題目的載荷在0.66~0.88之間；在本研究中，功能認同和情感認同兩個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.91、0.84，問卷的總體信度系數(shù)為0.93。

2.公民參與

采用鄭建君(2017b)編制的《公民參與量表》，該量表共有４個題目，分屬于參與認知和參與行為兩個維度，便采用７點計分，由“１非常不同意”到“７非常同意”，并對所有題目的得分加總?cè)【?。在本研究中，參與認知和參與行為兩個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.87、0.89，問卷的總體信度系數(shù)為0.91。

3.政治信任

編制的《政治信任量表》，該量表共計５個題目，所有題目均為６點正向計分，備選編號“１到６”分別代表從“完全不同意”到“完全同意”，所有題目的分數(shù)加總?cè)【?，得分越高表明其表現(xiàn)出的政治信任水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.93。

4.個人傳統(tǒng)性

采用Farh等人(1997)開發(fā)的《中國人傳統(tǒng)性量表（簡版）》，該量表為單一維度，由５個題目組成；同時，該量表采用５點計分，由“１到５”分別代表從“非常不同意”到“非常同意”。為了更好地適應本研究的調(diào)查對象，我們對量表中的個別表述進行了調(diào)整，例如將原量表中的“要避免發(fā)生錯誤，最好的辦法是聽從長者的話”調(diào)整為“避免錯誤的最好方法就是遵從有威望長輩的經(jīng)驗和建議”；對修訂后的題目進行探索性因素分析，５個題目匯聚為一個因素后，能夠解釋方差總變異的53.74％。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.78。

（三）統(tǒng)計分析策略

本研究的假設(shè)模型中包含有兩個層級的變量，其中個體層級的變量為公民參與、政治信任和個人傳統(tǒng)性，而村（社區(qū)）層級的變量為村社認同。對于村社認同的數(shù)據(jù)，是將被試報告的其對所在村或社區(qū)的認同評價得分聚合到更高的村（社區(qū)）層級。為確定該測量作為村（社區(qū)）層級變量的有效性，本研究采用R_wg、ICC（1）和ICC（2）三個指標對數(shù)據(jù)進行聚合檢驗，結(jié)果顯示Ｒ_ｗｇ為0.95（大于0.7）、ICC（1）為0.22（大于0.05）、ICC（2）為0.96（大于0.5），這表明村社認同滿足高一層級變量要求。從上述結(jié)果可知，本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介效應假設(shè)，可以采用多水平結(jié)構(gòu)方程模型技術(shù)(Multilevel Structural Equation Model,MSEM)和貝葉斯(Bayesian Analysis）可信區(qū)間估計方法進行檢驗。此外，在具體的個體層級及跨層級分析過程中，為避免對村社層級變量效應估計時出現(xiàn)共相關(guān)的影響干擾，本研究對相關(guān)變量數(shù)據(jù)均進行了總均值中心化(Grand Mean Centering)處理。

（一）共同方法偏差及變量區(qū)分效度的檢驗

除了在數(shù)據(jù)收集過程中嚴格調(diào)查施測程序?對各變量的測量采用差異化計分方式外，為確認共同方法偏差可能帶來的干擾，在假設(shè)的驗證階段還對其程度進行了檢驗分析(周浩?龍立榮，2004；Podsakoff et al.，2003)。首先，采用Harman單因素檢驗法對4個變量的21個題目進行探索性因素分析，確定抽取了5個因素（其總的方差解釋了75.70%的變異）；其中，第一個因素解釋了總變異的23.90%，且在未旋轉(zhuǎn)的情況下也未出現(xiàn)測量題目明顯匯聚在一個因素上的結(jié)果。其次，通過Mplus7.0軟件運用結(jié)構(gòu)方程模型中的驗證性因素分析，對基準模型和其他競爭備選模型進行了檢驗(見表1)，結(jié)果顯示，基準模型的各項擬合指標均優(yōu)于其他模型，且單因素模型的擬合表現(xiàn)欠佳，說明本研究關(guān)注的核心變量具有較好的區(qū)分效度，共同方法偏差的干擾影響也不明顯。

表1：驗證性因素分析結(jié)果

（二）描述性統(tǒng)計分析

本研究涉及的核心變量及人口學變量指標的均值、標準差與相關(guān)性檢驗結(jié)果如表２所示。其中，三個核心變量——村社認同、公民參與、政治信任——與個人傳統(tǒng)性之間均具有顯著的相關(guān)。同時，學歷、政治面貌及個人和家庭經(jīng)濟狀況等，也與村社認同、公民參與、政治信任三個核心變量之間存在一定的顯著相關(guān)?？紤]到個人經(jīng)濟狀況包含于家庭經(jīng)濟狀況信息之中，故在后續(xù)檢驗中選擇學歷、政治面貌和個人月收入作為控制變量納入模型。

表2：各變量均值、標準差和相關(guān)

（三）假設(shè)檢驗

多水平結(jié)構(gòu)方程模型的分析結(jié)果顯示(見表3)，個體的村社認同不僅對其政治信任水平(γ=0.62，p<0.001)具有顯著的正向預測作用，同時村社認同對個體的參與認知與行為(γ=0.74，p<0.001)也具有顯著的正向預測作用;此外，公民參與對個體的政治信任水平(γ=0.46，p<0.001)具有顯著的正向影響，而加入中介變量后，村社認同對政治信任的正向預測作用依舊顯著(γ=0.28，p<0.001)，這表明公民參與在村社認同與政治信任的關(guān)系中具有部分中介作用。作為調(diào)節(jié)變量，個人傳統(tǒng)性在村社認同與政治信任的關(guān)系中具有顯著的負向影響作用(γ=-0.49，p<0.001)。同時，以M±SD為標準，依個人傳統(tǒng)性得分高低將被試劃分為高分組和低分組，并對村社認同與政治信任的關(guān)系進行簡單斜率檢驗和繪制交互效應圖(如圖2所示)。對于個人傳統(tǒng)性得分較低的群體，其村社認同對公民參與具有顯著的正向預測作用(b_simpleslope=0.66，se=0.02，t=30.68，p<0.001);而對于個人傳統(tǒng)性得分較高的群體，其村社認同同樣對公民參與具有顯著的正向預測作用(b_simpleslope=0.30，se=0.03，t=11.20，p<0.001)。進一步的斜率差異檢驗顯示，相對于高分組，在個人傳統(tǒng)性低分組的人群中，其村社認同對公民參與的正向影響更大，Z=9.98，p<0.001。

表3：MSEM有調(diào)節(jié)的中介作用路徑分析結(jié)果

圖2：村社認同與個人傳統(tǒng)性對其公民參與的交互作用

對于被調(diào)節(jié)的中介效應，本研究對其進行了進一步的檢驗。貝葉斯可信區(qū)間估計的結(jié)果顯示，中介作用的效應值為0.33?p<0.001，其95%可信區(qū)間為[0.21，0.49]，中介效應占總效應的53.23%。具體來看，在個人傳統(tǒng)性高分組，村社認同通過公民參與對政治信任影響的間接效應顯著，其中介效應(0.19)占該群體內(nèi)總效應的48.45%，95%可信區(qū)間為[0.03，0.37];在個人傳統(tǒng)性低分組，村社認同通過公民參與對政治信任影響的間接效應顯著，其中介效應(0.48)占該群體內(nèi)總效應的69.06%，95%可信區(qū)間為[0.23，0.80]。

（一）假設(shè)檢驗結(jié)果討論

村社認同和政治信任是公民的主觀態(tài)度，前者向后者的互動轉(zhuǎn)化需要特定的條件。促成村社認同與政治信任兩者作用機制的重要條件之一，是公民參與在二者關(guān)系形成中發(fā)揮的作用。本文銜接“認同→參與”和“參與→信任”的研究思路，基于政治信任的終身學習模型、認同理論、社會資本理論和本國社會文化情境特征建構(gòu)了“認同→參與→信任”模型，以此考察村社認同與政治信任的作用機制。本文研究結(jié)果表明，個體的村社認同對其政治信任水平有顯著的正向預測作用，公民參與在兩者關(guān)系的形成中發(fā)揮有部分中介的作用。該結(jié)果一定程度上驗證了“認同－參與－信任”邏輯，即高村社認同的公民具備更強的參與村社治理實踐的動機，而多參與意味著多感知和多互動，這可能會增加其政治信任。公民參與在村社層面的基礎(chǔ)性作用被凸顯出來，它是促成“認同－信任”心理轉(zhuǎn)變過程的重要環(huán)節(jié)。

中國社會的特殊文化情境影響和制約著村社認同和政治信任之間的作用機制。首先，中國人的關(guān)系取向和認同型信任傾向有益于從認同向信任的跨越。政治力量在村社關(guān)系網(wǎng)絡中的嵌入和強烈存在，使得政治信任在參與中積累。其次，個人傳統(tǒng)性是該作用機制的邊界條件。個人傳統(tǒng)性大多用于探討組織情境中的領(lǐng)導效能邊界，本文將其引入政治心理領(lǐng)域，證明了個人傳統(tǒng)性在村社認同和公民參與關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應。個人傳統(tǒng)性對“認同－參與”環(huán)節(jié)產(chǎn)生的是負向影響，即在傳統(tǒng)性得分低的群體中，村社認同對公民參與的影響更為顯著。中國人的權(quán)威取向和傳統(tǒng)文化價值觀影響著他們參與公共事務的動機，對政府權(quán)威的倚賴和服從會使他們更少主動參與公共事務。最后，個人傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)著“村社認同－公民參與－政治信任”的中介機制，它不僅影響著認同與參與的關(guān)系形態(tài)，還影響著通過公民參與發(fā)生作用的“認同－信任”關(guān)系。在個人傳統(tǒng)性的高分組和低分組，村社認同通過公民參與對政治信任影響的間接效應都是顯著的。綜上所述，本研究用實證方式驗證了村社認同和政治信任的影響機制，以跨層級分析填補了研究空白。

（二）實踐意義

本研究對推動公民參與、提升政治信任和促進基層治理轉(zhuǎn)型都具有重要的實踐意義，具體表現(xiàn)為以下三點。第一，在村社治理過程中，需要培育公民的村社認同以破解公民自治參與動力不足的問題，充分關(guān)注影響公民參與的文化心理因素，構(gòu)建吸納公民持續(xù)、有序參與制度化治理實踐的有效機制。第二，本研究中得到印證的“認同－參與－信任”邏輯對政治信任的提升有著重要啟示。村社居民對基層自治組織和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府／街道辦的信任建立在長期性互動合作和價值認同上，鑲嵌于地方性的關(guān)系性互動信任網(wǎng)絡之中。為了維持民眾對政府的信任，一方面要積極鼓勵公民參與村社事務，增加其接觸和互動機會，在理解和認同的過程中達成信任；另一方面，要警惕因信息不對稱或?qū)€別公職人員的道德判斷而導致的不信任擴散。第三，個人傳統(tǒng)性的影響表明，行政力量在基層治理中的慣性主導局面需要逐步改變。政府要轉(zhuǎn)變在基層治理中的權(quán)威話語角色，轉(zhuǎn)向致力于提升公共服務能力、激發(fā)公民參與的服務者角色，為基層自治保留充分空間。

（三）研究不足與展望

本文在研究村社認同和政治信任的關(guān)系上做了一些有益探索，但也存在一些不足和局限。首先，采用被試的自評數(shù)據(jù)無可避免地會存在偏差影響，盡管共同方法偏差的干擾影響并不顯著，但或多或少會影響結(jié)果的準確性和效度。其次，“認同－參與－信任”邏輯中從認同到信任的轉(zhuǎn)變過程顯然是長期性的，而本研究中使用的數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù)，無法推證變量間的因果關(guān)系，也難以透視長期變化中的具體特征。未來研究可以設(shè)計縱貫研究或?qū)嶒灥葋碜錾钊胩接?。最后，公民參與在村社認同和政治信任的關(guān)系中僅起到部分中介作用，說明仍有其他重要因素尚未被納入研究框架（例如政治知識、政治效能感和個人政治社會化經(jīng)歷等），今后可繼續(xù)尋索能在其中發(fā)揮作用的變量，以進一步完善村社認同與政治信任的轉(zhuǎn)換機制。（為編輯便利，參考文獻未能呈現(xiàn)）