李丹陽，胡榮濤

政治廉潔是黨員干部“為政以德”的重要體現(xiàn)，也是國家政策“取信于民”的衡量標準。作為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要組成，鄉(xiāng)村黨風廉政建設有助于加強基層政治生態(tài)建設。黨的十九大報告明確指出，要“推動全面從嚴治黨向縱深發(fā)展”，堅持“以零容忍態(tài)度懲治腐敗，始終保持黨同人民群眾的血肉聯(lián)系”。這說明黨風廉政建設已逐步向基層延伸，人民群眾成為參與評價基層廉政建設的重要主體。有研究顯示，廣大人民群眾明顯感覺到十八大以后，黨內(nèi)政治生態(tài)明顯好轉，政界出現(xiàn)清廉的新氣象，黨風和政風大為改觀[1]。我國作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民的看法或感受構成評判基層黨風廉政建設的重要依據(jù)。鑒于此，本文以2016年華中師范大學中國農(nóng)村研究院/政治科學高等研究院“百村觀察”項目的樣本數(shù)據(jù)為基礎，在梳理既有研究成果的基礎上，從政治心理維度出發(fā)，系統(tǒng)研究農(nóng)民廉政建設滿意度的影響機制，為國家優(yōu)化基層黨風廉政建設、實現(xiàn)鄉(xiāng)村善治提供一定參考。

一、問題提出與研究假設

回顧學界當前對黨風廉政建設的相關研究，主要分為四種進路。第一，廉政建設的具體政策領域探析。徐建飛認為各級部門“把宣傳、貫徹、落實黨的方針政策與黨風廉政建設相結合”[2]。在扶貧政策領域，邱怡慧分析了扶貧政策領域的腐敗問題對黨風廉政建設的影響，對此要構建相應的廉政風險預警機制[3]。在財政政策領域，張世勛將財政工作內(nèi)部控制機制構建作為加強黨風廉政建設的重要方式[4]。第二，廉政建設的困境成因評析。莊德水分析了廉潔年金制度存在合法性、公平性等問題，將實踐困境歸于啟動工作準備和政策空間不足[5]。伍志燕認為政務誠信問題降低了政府的民眾形象，嚴重影響黨風廉政建設[6]。劉華將制度信任缺失作為影響廉政建設的主要問題，并進一步分析了廉政制度的完備性欠缺、非正式制度對廉政制度的侵蝕弱化、廉政制度實施機制不完善等影響因素[7]。第三，廉政建設的技術路徑分析。王守光將網(wǎng)絡監(jiān)督功能拓展作為廉政建設的有效手段[8]。王延中和寧亞芳基于問卷數(shù)據(jù)，就民族地區(qū)的廉政建設與社會穩(wěn)定進行探究，并從“提升干部工作效能、提升權力監(jiān)督作用力、重視民生事業(yè)領域中的廉政建設、完善民族干部政策”等層面提出了廉政建設的對策建議[9]。劉雪華和賀晶晶分析了廉能文化在制度、文化、物質等層面的內(nèi)涵，并提出了建設廉能文化的精神培育、制度保障和傳播推廣三個重要路徑[10]。第四，廉政建設的實踐效果評估。高德勝和趙婭倩認為，法治評估在黨風廉政建設中具有重要的監(jiān)督作用，有助于制約權力行使和黨風不正行為的發(fā)生[11]。任鵬飛分析了黨風廉政建設第三方評估主體的實踐經(jīng)驗，運用評估方案設計、評估數(shù)據(jù)采集、評估數(shù)據(jù)處理和評估信息反饋等四個步驟對E市黨風廉政建設實踐進行評析[12]。

目前學界對“廉政建設滿意度”尚無規(guī)范定義和專門研究，僅將其視為特定歷史人物在實踐歷程中有關廉政建設的史觀呈現(xiàn)。從微觀層面來看，實現(xiàn)新農(nóng)村建設與農(nóng)村基層黨風廉政建設存在互動共進、和諧發(fā)展的關系[13]，認為加強廉政建設對于鞏固基層政權、保持農(nóng)村穩(wěn)定與建設社會主義新農(nóng)村具有重要意義[14]。

圖1 影響農(nóng)民廉政建設滿意度的效應機制

綜上所述，學界已有研究為黨風廉政建設問題奠定了重要基礎。但這些研究著重于廉政建設本身探討影響領域、困境成因、技術路徑和實踐效果等因素，缺乏從政治心理學視角對農(nóng)民政治心理與廉政建設滿意度相關聯(lián)的實證分析，更缺乏對黨風廉政建設滿意度的實證分析。針對相關研究不足和黨風廉政建設滿意度的重要性，本研究將立足農(nóng)民黨風廉政建設滿意度視角，建立合理分析框架，運用最優(yōu)尺度回歸分析對農(nóng)民家庭資本、政治信任與廉政建設滿意度的關系進行研究。農(nóng)民對廉政建設效果滿意度是指農(nóng)民在實踐中形成的對黨風廉政建設的基本觀點、看法、態(tài)度、評價等。本研究結合人口特征、家庭資本、政治信任因素提出以下研究假設，構建了影響農(nóng)民廉政建設滿意度的有效機制。(如圖1)

家庭資本為農(nóng)民行動提供各種資源，影響到他們的認知和心理過程。農(nóng)民作為廉政建設評價的行為主體，其對廉政建設的認知判斷很大程度上取決于家庭資本存量，即家庭資本影響著農(nóng)民的行為，進而決定其對廉政建設滿意度評價。布迪厄把家庭的社會資本分為經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本三種類型[15]。國內(nèi)學者在分析家庭資本對青少年影響時，分析了家庭資本所包含的父母教育程度、收入水平、家庭結構等核心要素[16]。結合農(nóng)民經(jīng)濟、文化、社會等三個方面的家庭資本因素，本研究提出廉政建設滿意度的以下假設：H1.1家庭經(jīng)濟資本對廉政建設滿意度具有積極影響；H1.2家庭社會資本對廉政建設滿意度產(chǎn)生正向影響；H1.3家庭人力資本對廉政建設滿意度具有促進作用。

國家政策在基層的實施需要基層民眾在政策信任、制度信任等方面的行為支持。政治信任主要指公民對政治系統(tǒng)產(chǎn)生符合自身預期結果的信念或者信心[17]，是民眾對政治體系、政治機構及政治運行的認知態(tài)度和心理評價[18]，是民眾在認可、信任、支持政府機構基礎上“決定把與實現(xiàn)愿望或期待有關的資源和事項托付給對方處置或管理的政治交往心理與行為”[19]。國內(nèi)學者有測量信任客體——政治機構和人員信任的政治信任實證研究進路[20]，將我國民眾的政治信任劃分為知情信任、動機信任、決心信任與能力信任，并在此基礎上進行一系列的具體分析[21]。還有學者在精準扶貧政策的背景之下，考察政治信任對農(nóng)戶扶貧政策的滿意度具有顯著的正向影響[22]；分析農(nóng)民的政治信任產(chǎn)生差序格局[23]；也有學者從效能感出發(fā)考察信任主體，并從執(zhí)政水平、經(jīng)濟績效出發(fā)考察信任客體[24]。有鑒于此，政治信任可分為主體信任、能力信任、成效信任等三個類別，構成政治信任影響農(nóng)民的廉政建設滿意度的可能路徑。本研究假設政治信任對農(nóng)民的廉政建設滿意度有顯著影響，兩者成正相關。具體而言：H2.1農(nóng)民對執(zhí)行主體的認可度與農(nóng)民的廉政建設滿意度呈正向相關；H2.2 農(nóng)民對執(zhí)行能力的滿意度與其廉政建設滿意度呈正向相關；H2.3農(nóng)民對執(zhí)行成效的認可度與其對廉政建設滿意度呈正向相關。

二、數(shù)據(jù)來源與研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本特征

文章數(shù)據(jù)來源于華中師范大學中國農(nóng)村研究院/政治科學高等研究院“百村觀察”項目組在2016年暑假對全國31省(自治區(qū)、直轄市)261個村莊進行的農(nóng)村綜合問卷調(diào)查。調(diào)查分為村莊和農(nóng)戶兩個層面的數(shù)據(jù)，本研究以農(nóng)戶層面的數(shù)據(jù)作為分析對象?！鞍俅逵^察”項目采取分層抽樣和隨機抽樣相結合的方式，調(diào)查共計回收3819份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，在剔除了關鍵變量缺失的樣本后，最終得到2630份農(nóng)戶數(shù)據(jù)的有效樣本。

本次調(diào)研的樣本特征如下：從區(qū)域角度來看，東中西三大區(qū)占比分別為31.10%、43.84%和25.06%。從戶口類型角度來看，“農(nóng)業(yè)”占比為94.87%，“非農(nóng)業(yè)”占比為5.13%；從家庭年收入角度來看，“高收入家庭”占比為11.10%，“中高收入家庭”占比為29.89%，“中等收入家庭”占比為46.35%，“中低收入家庭”占比為8.02%，“低收入家庭”占比為4.64%；從交往范圍角度來看，交往范圍“擴大了”占比為22.36%，“沒變化”占比為70.42%，“縮小了”的占比為7.22%；從健康狀況角度來看，為“優(yōu)”的占比為42.21%，為“良”的占比為36.53%，為“中”的占比為12.21%，為“差”的占比為8.06%；為“很差”的占比為0.99%；從教育角度來看，“大專及以上”占比為1.67% ，“高中”占比為10.42%，“初中”占比為36.18%，“小學”占比為40.84%，“文盲”占比為9.89%；從職業(yè)類別角度來看，“農(nóng)業(yè)勞動者”占比為67.26%，“農(nóng)民工”占比為8.63%，“雇工階層”占比為4.56%，“農(nóng)民知識分子”占比為1.06%，“體力勞動者和個體工商戶”占比為7.95%，“私營企業(yè)主”占比為0.19%，“鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)管理者”占比為0.23%，“農(nóng)村管理者”占比為1.18%，選擇“其他”占比為8.94%。不難發(fā)現(xiàn)，“百村觀察”項目組的數(shù)據(jù)樣本豐富、代表性強，而且分布范圍較廣。

(二)變量設置與概念化操作

1.因變量

習近平總書記在第十九屆中央紀委二次全會上強調(diào)“要深化標本兼治，奪取反腐敗斗爭壓倒性勝利”。由此可見，廉政建設意義重大。鑒于此，本研究擬結合問卷調(diào)查中的“您覺得村內(nèi)的黨員干部公正廉潔嗎？”來考察農(nóng)民觀念中的基層廉政建設，答案設置為“非常好”“比較好”“一般”“比較差”和“非常差”，并將其賦值為1～5，見表1。

表1 樣本農(nóng)戶對廉政建設滿意度的現(xiàn)狀

2.自變量

本研究的自變量包括家庭資本和政治信任。將家庭資本劃分為經(jīng)濟資本、社會資本和文化資本。其中干群關系對國家來說是政治資本，而對農(nóng)民來說是一種社會資本、家庭資本。根據(jù)問卷，將“家庭年收入”作為家庭經(jīng)濟資本的具體操作化指標，具體包括務農(nóng)收入、外出務工收入、做臨工收入、企事業(yè)單位工資收入、個體經(jīng)商收入以及其他各類收入，該變量由連續(xù)變量轉換為五分類變量；再將“干群關系”和“交往范圍”作為家庭經(jīng)濟資本的具體操作化指標，其中“干群關系”為五分類變量，“交往范圍”則具體劃分設置了三個選項；家庭人力資本的具體操作化指標即“健康狀況”“教育水平”和“職業(yè)類別”，其中“健康狀況”為五分類變量，“教育水平”由受教育年限轉化而來，同設置為五分類變量，“職業(yè)類別”則具體設置九個選項。

作為衡量民眾政治參與狀況的重要指標，農(nóng)民的政治信任度關乎國家治理的績效[25]。對客體及其實際效能、主客體關系等的考察，成為國內(nèi)學者測度政治信任的重要變量。據(jù)此，歸結出主體信任、能力信任、成效信任三個影響因子。本研究擬結合問卷將“黨員干部滿意度”“黨員干部素質認可度”等作為核心自變量——主體信任的具體操作化指標，兩者均為五分類變量。同時，擬結合調(diào)研問卷將“黨員干部的作用發(fā)揮”作為核心自變量——成效信任的具體操作化指標，設置為五分類變量。通過結合政治信任的獨特屬性及內(nèi)容，可以將政治信任劃分為能力型和意愿型兩種[18]。其中，能力型政治信任特指公民對政治體系是否具有完成其職能的能力的信任，擬結合調(diào)研問卷將“黨員干部積極帶頭參與村莊公共設施建設與公益活動”作為核心自變量——能力信任的具體操作化指標，并將其設定為五分類變量。

本研究將通過因子分析提取出政治信任三大影響因子。首先，進行數(shù)據(jù)檢驗，本數(shù)據(jù)采用克朗巴哈信度檢驗，結果表明4個項目的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.868，表明信度較好，可以做進一步分析。其次，采取主成分因子分析法提出3個公共因子，分別命名為成效信任因子、主體信任因子、能力信任因子。為了簡化分析，我們將4個政治信任供給指標通過因子分析進行降維處理。我們還需要進行Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)和球形 Bartlett 的檢驗，結果顯示，4個項目的ZKMO值為0.814，大于最低標準0.500，說明因子分析結果比較理想；球形Bartlett檢驗的值為5364.453，P<0.001，說明相關系數(shù)矩陣不是一個單位矩陣，表明變量間的關聯(lián)度較大，因此該數(shù)據(jù)適合采用因子分析。本研究應用主成分分析法，通過使用最大方差法對因子載荷進行正交旋轉，4次迭代后收斂，提取出3個公因子，累積解釋貢獻為 93.904%。即 3 個公因子可以反映原指標93.904%的信息量，見表2。

表2 政治信任的主成分法因子分析(旋轉因子載荷后)

通過以上因子分析結果發(fā)現(xiàn)：因子1包括“作用發(fā)揮”一個變量，這一變量在因子1上的因子載荷超過八成，我們將其定義為成效信任；因子2包括“滿意程度”和“素質水平”兩個變量，這兩個變量在因子2上的因子載荷均超過五成，我們將其定義為主體信任；因子3包括“積極參與”一個變量，這個變量在因子3上的因子載荷達到九成以上，我們將其定義為能力信任。

3.控制變量

控制變量主要是人口學變量，主要包括：性別(男=1，女=2)；年齡(60歲及以上=1，50～59歲=2，40～49歲=3，30～39歲=4，30歲以下=5)；婚姻狀況(未婚=1，已婚=2，離異=3，喪偶=4，其他=5)，見表3。

表3 變量定義和賦值

三、農(nóng)民廉政建設滿意度影響因素的實證分析

本研究通過使用SPSS26.0進行數(shù)據(jù)分析，因變量為廉政建設滿意度，答案設置為有序五分類變量，而運用最優(yōu)尺度進行分析可以“將分類變量不同取值進行量化處理, 從而將分類變量轉換為數(shù)值型”[26]。通過回歸分析得出如下結果。首先，根據(jù)回歸模型ANOVO分析結果表明，F(xiàn)=173.950，P值趨近于0，小于顯著性水平0.050，證明該回歸模型具有統(tǒng)計學意義；其次，調(diào)整后的R2為0.691，說明解釋力為69.10%，模型擬合效果比較好；最后，從自變量轉換前后的容差值來看，均大于0.1，表明各自變量之間沒有明顯共線性(見表4)。

表4 家庭資本、政治信任與廉政建設滿意度的最優(yōu)尺度回歸分析

從表4的模型分析結果來看，人口特征、家庭資本和政治信任對廉政建設滿意度均呈現(xiàn)出不同程度的顯著影響。從各個變量在模型中的重要程度來看，重要性的占比越高，表明該變量對廉政建設滿意度的預測越重要。根據(jù)模型分析結果顯示，政治信任變量在模型中的重要性最顯著，其對廉政建設滿意度具有較高的預測作用，所占比例高達64.20%，其中主體信任的占比最高。首先是因為農(nóng)民對黨員干部的滿意度以及對黨員干部素質水平的認可度提升，都更有助于農(nóng)村基層黨建發(fā)展，也更能讓日益“原子化”的農(nóng)民個體獲得更多歸屬感、凝聚力和話語權利；其次是家庭資本變量，其對廉政建設滿意度的預測作用占比為35.30%；而人口學變量，即控制變量對廉政建設滿意度的預測作用占比最低，僅為0.50%。

首先，家庭資本對廉政建設滿意度具有一定程度的影響。具體來看，第一，家庭年收入對廉政建設滿意度的影響在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明家庭經(jīng)濟資本對廉政建設滿意度具有顯著影響，即家庭經(jīng)濟資本越高，對廉政建設的滿意度也隨之升高。H1.1假設得到驗證。第二，干群關系對廉政建設滿意度的影響在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明黨員干部和群眾之間的關系越好，對廉政建設的滿意度越高；而交往范圍的sig.值大于0.1，表明對廉政建設滿意度不具備顯著影響。綜上來看，H1.2假設得到部分驗證。第三，健康狀況和教育水平對廉政建設滿意度的影響分別在1%和5%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明健康狀況越好、教育水平越高，對廉政建設滿意度也就越高；而職業(yè)類別的sig.值大于0.1，表明對廉政建設滿意度不具備顯著影響。綜上來看，H1.3假設得到部分驗證。

其次，政治信任因素對廉政建設滿意度產(chǎn)生影響。具體來看，第一，主體信任中的對黨員干部的滿意程度以及黨員自身的素質水平對廉政建設滿意度的影響均在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明對黨員干部的滿意程度以及黨員干部自身的素質水平對廉政建設滿意度產(chǎn)生正向影響，即對黨員干部的滿意度越高、黨員干部的素質水平越高，對廉政建設的滿意度也隨之升高。H2.1假設得到驗證。第二，能力信任對廉政建設滿意度的影響在5%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明對黨員干部的能力信任水平越高，對廉政建設的滿意度也會隨之提升。H2.2假設得到驗證。第三，成效信任對廉政建設滿意度的影響在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明對黨員干部的成效信任水平越高，對廉政建設的滿意度也越高。H2.3假設得到驗證。

最后，在控制變量中，婚姻狀況對廉政建設的滿意度具有極顯著影響，在1%的水平上顯著；性別對廉政建設滿意度的影響均在5%的水平上顯著；年齡對廉政建設滿意度的影響則在10%的水平上顯著。具體來看，婚姻狀況與廉政建設的滿意度呈正向相關，一般來說，婚姻完整的農(nóng)民要比婚姻不幸的農(nóng)民對廉政建設的滿意度要高；年齡與廉政建設的滿意度呈正向相關，即年紀越大的農(nóng)民對廉政建設的滿意度越高，這可能是因為隨著農(nóng)民群眾的年紀增長，生活閱歷、生產(chǎn)生活經(jīng)驗的豐富，對待事物也逐漸形成了更為理性的判斷有關；性別與廉政建設的滿意度呈正向相關，但在實際生活中，不同性別的農(nóng)民對廉政建設的滿意度也存在差異化區(qū)別。

四、結論與啟示

農(nóng)民的廉政建設滿意度是人口結構、家庭資本、政治信任等多種因素綜合作用的結果。本文基于全國31省(自治區(qū)、直轄市)261個村2630位農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用統(tǒng)計軟件對人口結構、家庭資本、政治信任與農(nóng)民的廉政建設滿意度之間的相關性進行研究。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)民對黨風廉政建設的滿意度評價處于中等水平，廉政建設效果還有待進一步提升；第二，家庭資本對廉政建設滿意度具有一定影響，其中家庭經(jīng)濟資本對廉政建設滿意度的影響較為顯著，家庭社會資本中的干群關系以及家庭人力資本中的健康狀況、教育水平對廉政建設滿意度也具有重要提升作用，而社會交往、職業(yè)類別對廉政建設滿意度的影響并不明顯；第三，政治信任與農(nóng)民對廉政建設滿意度存在正向相關，具有顯著的形塑效應，其中主體信任對農(nóng)民的廉政建設滿意度要高于能力信任和成效信任，這說明“主體之間信任機制的建立”[27]對增強政府公信力具有重要意義；第四，人口特征對農(nóng)民的廉政建設滿意度的預測作用十分有限。綜上所述，廉政建設政策滿意度主要受家庭資本和政治信任的影響，人口特征對廉政建設滿意度的預測作用十分有限。

上述研究發(fā)現(xiàn)對于新時代基層政治信任建設的現(xiàn)實路徑具有重要的啟示意義。

第一，加強農(nóng)民政治信任的制度化建設?！昂玫闹贫然且?guī)訓功能的提供者，是持續(xù)性和擴散性的保障者，是穩(wěn)定性的生產(chǎn)者”[28]，這就啟發(fā)我們通過制度化的方式提升廉政建設效果以及農(nóng)民對黨風廉政建設的滿意度，以此規(guī)避感性心理因素所導致的主體信任、成效信任優(yōu)于能力信任的不均衡現(xiàn)象，進而穩(wěn)步提升農(nóng)民對黨風廉政建設的整體滿意度。鑒于此，宏觀層面而言，需從國家、社會、村莊三個層面出發(fā)，全面加強農(nóng)民的制度化政治信任建設。首先，從國家層面來看，“法律規(guī)范是法治國家構建信任結構、調(diào)整信任關系最為重要的制度性工具”[29]，應加強國家立法對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略布局中的農(nóng)民主體權利、黨政干部義務及干群關系的具象規(guī)制，規(guī)范政府權力的行使，避免并防止出現(xiàn)特權階層，為農(nóng)民提供更為合理的信任預期空間。其次，從社會層面來看，處于多中心治理結構中的黨和國家，應在精細的政策設計之外，通過拓展溝通渠道、倡導妥協(xié)慣習、強化多主體協(xié)商等并使之制度化，夯實就業(yè)、城鄉(xiāng)醫(yī)保、收入分配、文化服務等社會治理場域中的農(nóng)民信任建設，為村莊層面的農(nóng)民廉政觀再生產(chǎn)奠定相應的基礎。最后，從村莊層面來看，應通過改善干部作風、強化政策宣傳等舉措，加快建立健全黨組織領導的村民自治等現(xiàn)代鄉(xiāng)村治理體制機制，著力提高基層黨組織的凝聚力、號召力，真正使農(nóng)民群眾信得過黨員干部，夯實黨在農(nóng)村的執(zhí)政基礎。

第二，實施差異化的信任建設舉措?；谵r(nóng)民廉政建設滿意度存在重要預測作用的政治信任變量，其內(nèi)部的主體信任、成效信任和能力信任等關鍵測量指標，存在效度不一的影響功能，通過靈活應對、精準施策，以最大限度放大整體信任建設成效。一方面，長期而言，能力信任的增強能夠從實踐績效維度最為穩(wěn)健地改善農(nóng)民的廉政建設滿意度。因此，應通過繼續(xù)實施大學生村官計劃，挖掘一批“懂農(nóng)業(yè)、愛農(nóng)村、愛農(nóng)民”的“鄉(xiāng)土人才”，強化“能人變紅人”的發(fā)展理念，積極將私營企業(yè)主、個體工商戶、種糧大戶等適應農(nóng)村需要及得到群眾信任的能人發(fā)展入黨，以及優(yōu)化農(nóng)村黨員干部現(xiàn)代遠程教育系統(tǒng)，創(chuàng)新農(nóng)村黨員干部教育方式，提升在職黨員干部素質等，層級化地改善農(nóng)民對基層黨組織的能力信任。另一方面，在相對穩(wěn)健的前提下，短期之內(nèi)，主體信任投入對農(nóng)民的廉政建設滿意度的改善作用最大。隨著社會發(fā)展，村莊空心化、村民“原子化”特征日益顯著，政治信任建設成本增高。為此，在強化黨員干部牢記初心使命、增強能力建設的同時，積極利用“區(qū)塊鏈分散式賬簿技術”，加強涵蓋黨員干部在內(nèi)的、以全體村民為對象的去中心化村莊信任結構建設，真正實現(xiàn)村民主體信任和廉政建設滿意度的齊驅并進，為實現(xiàn)鄉(xiāng)村善治奠定基礎。

第三，完善兜底性的政策保障措施。性別、婚姻狀況、年齡大小等結構性人口因素以及家庭年收入等經(jīng)濟資本、干群關系等社會資本、健康狀況、教育水平等人力資本共同構成的家庭資本因素都對基層廉政信任危機產(chǎn)生顯著影響。鑒于此，為實現(xiàn)系統(tǒng)性的政治信任建設，離不開微觀層面的政策保障，應從以下幾方面入手。在改善社會資本方面，在繼續(xù)貫徹掃黑除惡專項斗爭、健全防范打擊長效機制的基礎上，健全農(nóng)村公共安全管理和服務體系，切實增強農(nóng)民群眾安全感和幸福感，彌合干群之間以及家庭內(nèi)部的情感嫌隙。與此同時，利用微信、廣播等多元媒介不斷縫合原子化農(nóng)民逐漸崩解的文化網(wǎng)絡聯(lián)結，并藉此將農(nóng)民個體重新整合進入村域共同體，使其在村莊整體發(fā)展中贏得個人契機和增進家庭幸福。在提升人力資本方面，整體推行“最多跑一次”的“放管服”改革，為農(nóng)民提供“一門式辦理”“一站式服務”，重點推進農(nóng)村義務教育控輟保學專項行動以及適當擴大基本公共衛(wèi)生服務重大疾病保障范圍，努力提高不同代際農(nóng)民的人力資本，在阻斷貧困代際傳遞的同時，真正做到以農(nóng)民為中心。在優(yōu)化經(jīng)濟資本方面，農(nóng)民群眾對黨政廉潔程度的認知，還受家庭經(jīng)濟水平的制約。為此，黨政干部在系統(tǒng)落實鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的制度框架和政策體系基礎上，結合區(qū)位條件優(yōu)勢、村莊資源稟賦、人力資本特征，將適合本地發(fā)展且兼顧不同人群的產(chǎn)業(yè)引進來、做起來、強起來，讓農(nóng)民在“家門口”就能找到就業(yè)機會，切實增進對發(fā)展成果的獲得感和對基層干部的認同感。