1. 引言
《中共中央、国务院关于实施乡村振兴战略的意见》强调，解决“三农”问题是全党工作的重中之重，需坚持农业农村优先发展，按照“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”的总要求，推进城乡融合发展，加快乡村治理体系和农业农村现代化[1]。乡村振兴，人才是关键[2]。青年是整个社会中最具有创新能力、最积极勇敢、最充满朝气的力量，被认为是推进乡村振兴的生力军和关键因素[3]。应大力培养、凝聚、举荐一批在乡村大施所能、大展才华、大显身手的青年人才，为实施乡村振兴战略、加快农业农村现代化步伐贡献青春力量[4]。叶集区隶属安徽省六安市，文化底蕴深远，厚植红色基因[5]。近年来，叶集积极落实乡村振兴政策，在产业、人才、文化、组织、生态等领域均取得显著成效。
当前学界对“青年参与乡村振兴”这一主题的研究主要围绕以下维度展开。历史脉络方面，章艳涛(2022) [6]、韦安(2023) [7]通过梳理新民主主义革命以来的青年运动史，揭示青年与乡村发展的历史契合性，进而分析其当代参与困境。领域剖析方面，朱云(2022) [8]和孟庆渡(2022) [9]分别聚焦“返乡青年治村困境”和“积极青年形成机制”，以探索基层社会治理领域的青年参与机制。韩露(2023) [10]则基于AGIL模型，阐述高校志愿服务赋能乡村振兴的学理与现实适切性。群体特征方面，董云宁(2022) [11]、郭阳(2021) [12]、夏柱智(2019) [13]、成群鹏(2024) [14]分别研究了县域青年、小镇青年、中坚青年和躺平青年的参与优势与行为异质性。区域经验方面，郭笑宇(2023) [15]和袁莹莹(2024) [16]各对吉林省和宁波市高校青年进行问卷调查，归纳其参与乡村振兴的认知特征、动因机制及实践路径。
现有研究虽已从理论建构与案例解析角度对青年参与乡村振兴的影响因素进行了深入探讨，但仍存在三重局限：其一，方法论层面过度依赖质性方案，量化数据支撑不足导致影响因素权重难以厘清；其二，对策建议多集中于参与意愿激发，往往忽视青年社会化初期的现实约束条件，对参与机制优化及行动逻辑指导的探讨不足；其三，研究视域集中于基层治理与志愿服务，未能充分关注青年在产业创新、文化传承等领域的振兴潜力。
2. 理论基础与研究框架
计划行为理论被广泛应用于行为研究，是目前解析行为内生影响因素的关键理论模型。在控制条件充分的前提下，个人行为影响因素经由行为动力间接作用于行为表现。而各类影响因素主要来源于三个方面：行为态度、主观规范、知觉行为控制[17]。
社会角色理论强调个体在社会中扮演的角色对其行为和互动的影响。由角色期待、角色认知、角色行为、角色冲突与协调等要素构成，个体在社会中并非扮演单一角色，而是拥有多重角色的角色丛[18]。该理论有助于理解高校学生在乡村振兴中的定位、期望和行为模式，从而更好地发挥他们在乡村振兴中的作用。
本文基于上述理论，采用“问卷调查 + 深度访谈”混合研究方法，以高校学生为研究对象，运用描述统计、因子分析、回归方程、统计假设检验等量化模型，提炼其乡村振兴参与意愿的关键影响因素、既有实践场域效能与作用路径优化方向，同步开展质性访谈，收集叶集区农业创新、文化传承、社会治理等领域的青年实践案例，突破传统研究的激励范式，构建具备领域综合性与适配性的高校学生参与乡村振兴的实践嵌入机制。研究旨在拓展计划行为理论和社会角色理论在乡村振兴场域的解释边界，为特定青年群体参与机制的优化提供实证与学理双重依据，助力乡村振兴战略的可持续人才供给。
3. 调查结果
3.1. 基本信息
3.1.1. 调查对象
Table 1. Sample characteristics of the questionnaire
表1. 问卷样本特征
变量 |
选项 |
频数 |
性别 |
男 |
67 |
女 |
188 |
年级 |
大一 |
94 |
大二 |
80 |
大三 |
37 |
|
大四 |
21 |
研究生及以上 |
23 |
专业 |
人文社科类 |
172 |
理科类 |
29 |
工科类 |
42 |
艺术类 |
12 |
家乡所在地 |
农村 |
163 |
城市 |
92 |
Table 2. Interviewees
表2. 访谈对象
访谈对象 |
所属领域 |
叶集区文化中心各馆馆长 |
文化事业 |
叶集区共创农业发展有限公司总经理 |
农业产业 |
叶集区人社局局长 |
就业创业、政策扶持 |
叶集区优秀就业创业青年代表 |
就业创业 |
叶集区农村农业局局长 |
农业产业、生态环境 |
叶集区柳林社区工作人员 |
基层治理 |
叶集区基层书记 |
基层治理 |
叶集区蔷薇公益负责人 |
志愿服务 |
如表1所示，共回收有效问卷255份，样本呈现人文社科主导、低年级集中、农村户籍突出的特征，表明结论主要适用于新文科背景的农村低年级群体。质性研究部分(见表2)采用多地点深度访谈法，通过焦点小组讨论与半结构化访谈，系统采集经济产业、社会治理、文化传承及生态保护等关键领域的一线实践数据，确保调查对象典型性与领域覆盖的完备性。
3.1.2. 问卷信度效度检验
Table 3. Cronbach’s α values for each item in the questionnaire
表3. 问卷各项目的Cronbach’s α值
项目 |
Cronbach’s α值 |
已发挥作用的方式和领域 |
0.828 |
当下应发挥作用的领域 |
0.838 |
参与意愿阻碍 |
0.884 |
参与意愿促进 |
0.793 |
问卷信效度检验显示：信度方面，各维度Cronbach’s α系数均大于0.7 (见表3)，表明量表具有良好内部一致性；效度检验中，KMO值0.862 (Bartlett球形检验p < 0.05)满足因子分析条件，提取特征根大于1的公因子，累计解释方差67.62%，经最大方差法旋转后各题项因子载荷大于0.5 (见表4)，证实量表具备理想结构效度。
Table 4. Questionnaire validity analysis
表4. 问卷效度分析
KMO |
Bartlett的球形度检验 |
累计方差解释率 |
载荷量区间 |
|
近似卡方 |
自由度 |
显著性 |
|
|
0.862 |
1979.424 |
496 |
0.000 |
67.621% |
0.522~0.862 |
3.2. 参与意愿影响因素
3.2.1. 问卷分析
1) 社会因素
Table 5. Contingency table of major and connection to rural revitalization
表5. 专业与乡村振兴联系的交叉表
|
非常大 |
大 |
一般 |
不是很大 |
没有联系 |
人文社科类 |
37 |
65 |
50 |
16 |
4 |
理科类 |
3 |
10 |
10 |
3 |
3 |
工科类 |
2 |
11 |
23 |
5 |
1 |
艺术类 |
0 |
4 |
6 |
2 |
0 |
分析专业与乡村振兴的联系程度，表5显示，人文社科类呈现两极分化，理工类趋中，艺术类认知偏消极，表明除部分人文社科专业外，高校专业设置与乡村振兴需求存在结构性错位。
Table 6. Contingency table of hometown location and awareness of policies supporting rural revitalization
表6. 家乡所在地与是否了解支持乡村振兴的政策的交叉表
|
非常了解 |
了解 |
一般 |
不太了解 |
不了解 |
农村 |
3 |
39 |
71 |
41 |
9 |
城市 |
6 |
26 |
34 |
19 |
7 |
分析样本对乡村振兴政策的了解程度，结果表明城市学生了解程度高于农村学生，但停留于一般及以下认知水平的亦超过半数(见表6)，乡村振兴政策传播存在系统性障碍。
Table 7. Chi-square test of social factors and willingness to participate in rural revitalization
表7. 社会因素与乡村振兴参与意愿的卡方检验
|
非常了解 |
了解 |
一般 |
不太了解 |
不了解 |
农村 |
3 |
39 |
71 |
41 |
9 |
城市 |
6 |
26 |
34 |
19 |
7 |
通过卡方检验分析不同社会因素与是否愿意参与乡村振兴的关联性。表7显示，乡村振兴参与意愿与性别、年级、专业无关(p > 0.05)，与家乡所在地、政策认知、参与经历显著相关。农村学生愿意参与乡村振兴的比例高于城市学生(76.1% > 60.9%)。
2) 具体困境
Table 8. Descriptive statistics and factor analysis of participation dilemmas
表8. 参与困境的描述统计与因子分析
|
旋转后因子载荷系数 |
因子1 |
因子2 |
均值 |
参与意识和意愿的缺乏 |
0.009 |
0.777 |
3.03 |
缺少参与途径 |
0.342 |
0.632 |
3.38 |
缺少工作经验 |
0.526 |
0.386 |
3.25 |
政策支持力度不足 |
0.589 |
0.337 |
2.69 |
工作风险大 |
0.597 |
0.387 |
3.18 |
对乡村振兴工作的了解程度不够 |
0.253 |
0.73 |
3.28 |
缺乏时间 |
0.805 |
0.016 |
3.07 |
所学与实际工作匹配度不高 |
0.762 |
0.127 |
3.24 |
Table 9. The relationship between Factor load coefficient and mean
表9. 因子载荷系数与均值的关系
|
载荷高 |
载荷低 |
均值高 |
核心矛盾 |
次要矛盾 |
均值低 |
隐性矛盾 |
非关键问题 |
对问题“参与乡村振兴的困境”进行探索性因子分析(KMO = 0.851, p = 0.000***)与题项得分均值计算，提取2个特征根大于1的主因子，累计方差解释率为54.435%。表8显示，因子1和因子2可分别概括为“时间与能力匹配障碍”和“认知与参与动力障碍”，权重分别为54.87%和45.13%。不了解乡村振兴工作所带来的认知顾虑、所学与实际工作匹配度不高是削弱乡村振兴参与动力的核心矛盾，参与途径和工作经验的缺乏、参与时间和参与意愿不足分别是次要矛盾和隐性矛盾(见表9)。
Table 10. Descriptive statistics and factor analysis of motivation improvement
表10. 积极性提升的描述统计与因子分析
|
旋转后因子载荷系数 |
因子1 |
因子2 |
均值 |
增加相关政策、资金、福利支持 |
0.178 |
0.889 |
4.10 |
学校通过创新创业项目等方式引导学生学以致用 |
0.657 |
0.438 |
3.69 |
加强相关先进事例的宣传与教育 |
0.859 |
0.154 |
3.29 |
通过理论教育和实践活动等改善青年对乡村的刻板印象 |
0.888 |
0.166 |
3.43 |
开发乡村文化产业，提升情感认同 |
0.799 |
0.299 |
3.60 |
改善乡村基础设施、居住条件 |
0.252 |
0.875 |
4.05 |
提升学生对相关工作及其价值意义的了解程度 |
0.848 |
0.184 |
3.62 |
按相同方式分析问题“如何提升参与乡村振兴积极性”(KMO = 0.848, p = 0.000***)，提取2个特征根大于1的主因子，累计方差解释率为76.206%。表10显示，因子1和因子2可分别概括为“宣传教育与认知提升”和“政策与基础设施支持”，权重分别为63.942%和36.058%。因子2所含题项均值大于因子1，可知外部支持对提升高校学生参与乡村振兴的积极性有显著影响。因子1所含各题项载荷系数与均值差异不大，说明应采取综合教育方式以改善高校学生对乡村振兴事业的认知水平。
3) 参与意愿
Table 11. Regression analysis of influencing factors of rural revitalization participation intention
表11. 乡村振兴参与意愿影响因素回归分析
K = 0.202 |
标准化系数 |
P |
R2 |
调整R2 |
F |
Beta |
常数 |
- |
0.000*** |
0.923 |
0.918 |
178.217 (0.000***) |
乡村发展潜力大 |
−0.059 |
0.002*** |
响应政策号召 |
−0.103 |
0.000*** |
对农村人的刻板印象 |
0.016 |
0.384 |
安全隐患问题 |
0.049 |
0.010*** |
对乡村工作抱有没前途、地位低的印象 |
0.05 |
0.007*** |
缺乏匹配的岗位 |
0.139 |
0.000*** |
不了解乡村文化，缺乏情感吸引与认同 |
0.064 |
0.001*** |
为就业储备经验技能 |
−0.04 |
0.034** |
家庭原因 |
−0.014 |
0.440 |
不适应乡村的生活习惯 |
0.022 |
0.230 |
工作收入低，就业机会少 |
0.211 |
0.000*** |
基础设施、生活条件差 |
0.109 |
0.000*** |
对乡村有感情 |
−0.086 |
0.000*** |
与专业契合度高 |
−0.04 |
0.034** |
乡村就业环境的优化 |
−0.03 |
0.102 |
先进事迹的影响 |
−0.044 |
0.020** |
以“是否愿意投入乡村振兴”为因变量，愿意与不愿意的原因为自变量，建立岭回归模型。表11显示，自变量与因变量间存在相关关系(p = 0.000***)，模型拟合优度高(R2 = 0.918)，比较标准化系数与显著性水平，知学生愿意参与乡村振兴的主要原因是“响应政策号召”和“对乡村有感情”，乡村振兴参与意愿受高校思政教育和乡土情感影响大。学生不愿意参与乡村振兴的主要原因是“工作收入低，就业机会少”、“缺乏匹配的岗位”、“基础设施和生活条件差”，说明乡村经济状况和就业环境使调查样本对投入乡村振兴事业产生顾虑。
3.2.2. 访谈分析
访谈1：叶集区柳林社区工作人员、蔷薇公益负责人
柳林社区工作人员指出，社区工作虽具有显著的事务性特征，但可通过“服务–反馈”循环在心性磨练、沟通协调、问题解决等多方位系统提升实务能力，由此建立群众信任，收获自我获得感，形成“专业技能→情感联结→价值认同→外部认可→持续参与”的进阶路径。
蔷薇公益案例显示，公益组织在社会服务领域展现出较行政体系更突出的响应敏捷性与行动灵活性。志愿服务通过“接触触发→责任内化→行为扩散”的动态演化路径实现可持续性，其中个体参与体验经社交网络传播后，可产生“意愿激发→实践参与→情感共鸣→裂变扩张”的整合式与规模化发展机制。
青年群体凭借其亲和力与数字化思维，推动基层工作模式的互动式服务转型，优化工作氛围，提升工作满意度。从物质获取到精神满足的价值锚点转变与非货币化激励体系的完善，使基层服务突破传统职业选择框架，成为青年群体践行个体与社会价值的新型行动范式。
3.3. 高校学生在乡村振兴中的作用
3.3.1. 问卷分析
1) 作用领域
Table 12. Statistical tables of areas that are currently functioning
表12. 当前已发挥作用的领域
选项 |
均值 |
p值 |
Cohen’s f值 |
人才振兴 |
3.54 |
0.000*** |
0.162 |
经济振兴 |
3.26 |
生态振兴 |
3.15 |
文化振兴 |
3.72 |
社会振兴 |
3.54 |
分析样本参与乡村振兴的核心作用领域。表12显示，经Friedman检验(S-W检验证实数据非正态分布)，各领域作用效果存在统计学差异(p < 0.05)，但效应量偏小(Cohen’s f = 0.162)。Nemenyi事后检验表明仅文化振兴(M = 3.72)与生态振兴(M = 3.15)存在中等差异(p < 0.05, Cohen’s f = 0.431)。
Table 13. Correlation between different dimensions of rural revitalization
表13. 乡村振兴不同维度间的相关性
|
人才振兴 |
经济振兴 |
生态振兴 |
文化振兴 |
社会振兴 |
人才振兴 |
1 (0.000***) |
0.464 (0.000***) |
0.483 (0.000***) |
0.531 (0.000***) |
0.505 (0.000***) |
经济振兴 |
0.464 (0.000***) |
1 (0.000***) |
0.66 (0.000***) |
0.449 (0.000***) |
0.579 (0.000***) |
生态振兴 |
0.483 (0.000***) |
0.66 (0.000***) |
1 (0.000***) |
0.426 (0.000***) |
0.623 (0.000***) |
文化振兴 |
0.531 (0.000***) |
0.449 (0.000***) |
0.426 (0.000***) |
1 (0.000***) |
0.584 (0.000***) |
社会振兴 |
0.505 (0.000***) |
0.579 (0.000***) |
0.623 (0.000***) |
0.584 (0.000***) |
1 (0.000***) |
表13斯皮尔曼相关分析显示乡村振兴各维度具备显著协同效应，但协同强度呈结构化差异。生态振兴与经济、社会振兴关联紧密，社会振兴与各维度均呈中高强度相关，其协同效应高于人才振兴的普遍中等关联，是多维度协同发展的核心节点。文化振兴与经济、生态振兴关联较弱，其发展依赖非经济驱动的特色逻辑。
Table 14. Regression analysis of role of current practices on rural revitalization
表14. 当前实践对乡村振兴作用的回归分析
|
人才振兴 |
经济振兴 |
生态振兴 |
文化振兴 |
社会振兴 |
乡村支教 |
|
|
|
|
0.321 |
参与政务实习 |
|
|
|
|
|
自发进行乡村产品、文化宣传 |
0.433 |
0.699 |
|
0.758 |
0.826 |
参与家乡乡镇企业实习 |
0.658 |
|
0.361 |
|
|
文化场所志愿服务 |
0.326 |
|
|
|
0.306 |
社会调研、建言献策 |
|
0.455 |
0.344 |
0.388 |
0.567 |
参与创业或竞赛项目落地 |
|
|
|
|
|
基于有序Logistic回归分别构建各振兴维度的独立模型，评估不同实践对多维振兴的差异化影响，仅记录有效模型中水平呈现显著性的自变量的回归系数。表14显示，产品与文化宣传、社会调研与建言献策具备多维度促进效应，而企业实习与教育、文化服务的作用效果存在领域特异性。
Table 15. Statistical tables of the areas that should be played at the moment
表15. 当下应发挥作用的领域的统计表
选项 |
均值 |
p值 |
Cohen’s f值 |
提供生产或运营销售等知识技术支持 |
3.54 |
0.000*** |
0.198 |
宣传乡村旅游景点或优秀文化 |
3.67 |
参与乡村教育 |
3.93 |
在图书馆等文化事业单位服务 |
3.17 |
基层治理与提供公共社会服务 |
3.65 |
助老济困等志愿服务和公益行动 |
3.52 |
生态环境保护 |
3.30 |
分析高校学生在乡村振兴中的潜在作用领域。表15 Friedman检验显示途径认知存在小幅组间差异。多重比较表明：文化事业单位服务与乡村宣传、基层治理、乡村教育，乡村教育与生态环境保护两两间均存在中等差异，反映样本对教育宣传类实践认同度高，对文化机构服务及生态保护参与意愿低。
2) 差异分析
Table 16. ANOVA table of college students’ participation methods in rural revitalization
表16. 高校学生参与乡村振兴的方式的ANOVA表
选项 |
p值 |
乡村支教 |
0.239 |
参与政务实习 |
0.068 |
自发进行乡村产品、特色文化等的宣传 |
0.124 |
参与家乡乡镇企业实习 |
0.903 |
文化场所志愿服务 |
0.016 |
社会调研、建言献策 |
0.821 |
参与创业或竞赛项目落地 |
0.050 |
Table 17. ANOVA table of college students’ cognition on promoting rural revitalization by leveraging their own roles
表17. 高校学生关于发挥自身作用促进乡村振兴的认知ANOVA表
选项 |
p值 |
提供生产或运营销售等知识技术支持 |
0.864 |
宣传乡村旅游景点或优秀文化 |
0.299 |
参与乡村教育 |
0.334 |
在图书馆等文化事业单位服务 |
0.827 |
基层治理与提供公共社会服务 |
0.334 |
助老济困等志愿服务和公益行动 |
0.593 |
生态环境保护 |
0.909 |
通过单因素方差分析检验不同年级高校学生在乡村振兴参与方式及潜在作用认知上的差异。表16显示，“文化场所志愿服务”存在显著年级差异(p < 0.05)，表明其认知随年级变化产生统计学分化。而表17中各题项p值均未达显著(p > 0.05)，提示年级变量与作用认知缺乏系统性关联。因此在大多数情况下应实施普适性举措，以建立覆盖全年级的乡村振兴教育引导机制。
3.3.2. 访谈分析
1) 技术与人才助推产业发展
访谈对象2：农业农村局局长
调研发现，叶集区通过构建水稻种植、水果培育及稻虾养殖等特色产业体系，有效实现农业增产与农民增收。受访者指出乡村振兴需实现从“规模扩张”向“质量提升”的战略转型，作为其中关键变量的青年人才，其专业知识储备与在地化实践能力存在结构性矛盾。建议高校学生通过社会经验积累弥合“知识–实践”鸿沟，在此基础上重点介入数字化与标准化转型等农业生产核心领域。同时强调应建立本土青年能力提升机制，通过技术培训强化其知识短板，利用其乡土认知与情感优势激发参与动能。
访谈对象3：叶集区共创农业发展有限公司总经理
作为涉农专业返乡创业者，受访者创建“全程化安全保姆式”服务体系，通过村企合作机制成功构建农事服务中心及虾稻三产融合示范园。其指出当前农村存在青年人口流失与生产者素质受限的双重困境，虽通过“乡编村用”等制度强化人才引进，但供需缺口仍显著。他强调青年需以价值认同为前提参与乡村振兴，建议高校学生通过村企合作平台降低创业试错成本，在产业实践中实现专业能力与认知心态的转化。
2) 创新理念推动就业创业可持续发展
访谈对象4：叶集区优秀创业者
个案研究表明，受访者通过“绿色奶茶”特色品牌建构与新媒体营销策略实现商业突破。其认为政府创业扶持政策在企业初创期具有关键作用，但进入成长期后更需依赖理念迭代导向下的技术创新。她指出，高校可通过产学研合作机制，为创业者提供品牌与营销模块的定向支持，助力其突破发展瓶颈。
3) 文化力量增强乡村发展软实力
访谈对象5：叶集区文化中心各馆馆长
文化中心负责人表明，高校学生通过社会实践有效缓解了基层文化事业单位人力不足的压力，其优势主要体现在：扎实的专业基础和表达能力优化多门类文化讲解；系统化知识结构有效提升文献管理效能；创新与沟通势能双向驱动文化服务供需精准对接；活动组织与宣传形式的改良切实丰富乡村文化生活。但存在几类显性矛盾：村镇资源分布失衡、参与周期碎片化与弱可持续性增加中心重复培训成本、冷门绝学类人才缺乏、对新兴的亲子关系与群体心理问题关注不够。故需调整校地协同机制以完善人才匹配模型。
4) 基层治理需要青年注入新鲜活力
访谈对象6：叶集区李书记
具有农科背景的受访者强调，职业韧性是青年扎根基层的关键要素，基层治理需平衡专业知识与实践能力的关系。青年干部应着力构建双向能力：既通过方言学习、生活方式融入破解文化隔阂，又需在矛盾调解、政策执行中强化理论理解和群众意识。
4. 结果分析
4.1. 参与意愿
基于计划行为理论，构建行为态度、主观规范、知觉行为三维分析框架，剖析影响高校学生乡村振兴参与意愿的主要因素。
行为态度受行为信念及其结果评估的共同影响，体现为个体对特定行为的价值判断倾向。在高校学生参与乡村振兴场域中，主体行为态度层面的障碍源于认知偏差引发的价值认同缺失。其形成机制呈现“信息供给不足→认知偏差→价值认同弱化→参与意愿衰减”的链式传导路径。在信息供给层面，表6显示农村与城市生源对乡村振兴政策的知晓率均较低，反映出典型事迹传播等制度性信息传递机制效能的不足。而表8证实政策认知不足是削弱参与意愿的核心矛盾，说明信息供给缺陷已直接构成参与障碍，造成高校学生对乡村发展现状的误判和参与难度预判失真，进而引发认知偏差。由表10、表11可推测样本对乡村经济环境的固化负面认知，而访谈2、访谈3揭示出乡村在人才缺口、特色产业、就业政策支持等方面为高校学生构建了多维发展空间，由此展现理念与现实的显著矛盾。认知偏差经由多重传导影响行为态度：参与顾虑造成实践接触频次下降，实践机会缩减引发乡村归属感递减，形成“参与度–归属感”的负向强化循环，最终显著降低个体对乡村振兴的行为评价。而表11与访谈1共同验证了内生性情感是增强回归意向和达成实践持续性的重要保障，凸显了认知校准与价值重构在破解参与障碍中的关键地位。
主观规范指个体在决策时所感知的社会压力，由指令性规范与描述性规范构成双重作用机制。前者反映感知具备权威性和亲密性群体对行为的支持力度，后者体现为对他人行为频次的观察学习效应。研究发现，两类规范对高校学生乡村振兴参与意愿的影响呈现显著分化：指令性规范层面，表11回归分析印证政府、高校等制度性主体通过思政教育与政策传播建构起强效规范框架，凸显“权威服从”的行动逻辑，但存在认知脱嵌：学生虽认同政策价值导向，却缺乏对实施细则与乡村现状的具象认知，致使政策驱动效应仅停留在符号维度。而家庭原因未通过显著性检验，表明其对乡村振兴参与意愿影响弱。描述性规范层面，参与经历与行为意愿显著相关，暗示同辈群体行为示范的近端效应。而表10显示典型案例宣传得分均值低，反映单一远端示范难以触发显著从众行为，故相关主题教育的运作模式有待创新，以避免“高认同–低行动”观望均衡的形成。可见描述性规范虽存在，但未形成规模化影响。
知觉行为控制由内在、外在两方面因素构成，分别表现为个体对自身能力、知识、技能等内在资源的评估和对机会、资源、障碍等外部条件的感知，是个体对执行目标行为的难易程度的综合判断。由调查结果可推断，“专业能力–乡村振兴”需求匹配度认知的结构性错位通过对实践经验的制约，影响实践能力储备和职业韧性培养，此三阶障碍组成的能力认知链共同建构参与意愿的内控效能。而参与途径的缺乏、政策和资金支持、对乡村基础设施和就业环境的担忧则形成外因部分的制度性约束三角。
4.2. 实践路径
社会角色理论强调角色期待、角色认知、角色冲突对作为社会角色的个体行为的影响。基于此分析高校学生在乡村振兴中的实践路径。
角色期待指社会对处于特定地位的个体应履行职能的规范性预设。乡村振兴语境重构了乡土社会对高校学生的角色期待。基于访谈文本的扎根分析，可将期待体系提炼为四重维度：技术层面，需承担“数智化转型推动者”角色，助推农业数字化与生产标准化，并借此弥合知识–实践鸿沟；文化层面，其角色兼具“现代营销创新者”与“传统知识守护者”的双重张力，一方面应彰显创新意识与专业传媒素养，协助乡村产业品牌的打造与销售理念更新，另一方面需在文物修复、古籍校对等高门槛行业传承地域性知识体系；治理层面，须将方言习得、民俗研究等社会文化理论融入基层治理场域，实现由学术研究者向治理应用者的角色转变；社会服务层面，被赋予后现代性背景下“准心理干预者”角色，承载解决乡土社会群体新兴心理问题的期望。而本土青年因文化亲缘性被赋予了更高的期待。
角色认知指个体对自己所处角色的定位及其权利义务的认识和理解。结合量化数据，高校学生通过角色认知而在乡村振兴实践中呈现以下特征：角色定位的单一性与能力偏好。表12、表14、表15显示，学生当前主要在文化与社会场域发挥对乡村振兴的作用，以“文化传播者”与“调查者”为核心扮演角色，并倾向于在未来强化“教育者”身份。此现象契合自我效能理论中“能力–行为”匹配逻辑，即学生基于文化资本优势而选择与其技能适配的角色路径。但邻近场域下实习与文化场所服务的低效激活，揭示其对“技术实践者”“文化守护者”等角色的认知缺位，需通过体验式学习重构多元角色框架。跨维度整合的认知断裂。表13显示，文化振兴与其他维度协同性较弱，反映学生未内化“文化–经济–社会”联动的系统性角色认知，导致实践效能局限于单维领域。隐性认同驱动社会振兴枢纽性。社会振兴的多维强关联性源于学生对“社会协调者”角色的隐性认同。此类认知与高校社会责任教育体系相契合。表16、表17表明，年级差异对角色认知影响微弱，体现统一教育体系与政策宣传机制对角色期待框架的稳定塑造，削弱了年级增长带来的认知分化。角色冲突指个体因不同角色或同一角色的多重期待无法兼容而产生的紧张、矛盾或行为困境，源于个体在复杂社会网络中需同时满足不同群体的差异化期待。综上所述，将高校学生在乡村振兴参与进程中因角色认知与角色期待的对立和统一而产生的角色冲突总结于下。
Table 18. Role conflict and coordination of college students’ participation in rural revitalization
表18. 高校学生参与乡村振兴的角色冲突与协调
维度 |
角色期待 |
角色认知 |
产业 |
数智化转型推动者 |
技术实践者认知缺位 |
文化 |
营销创新者、文化守护者 |
文化传播者、教育者 |
社会 |
准心理干预者、治理应用者 |
调查者、社会协调者 |
由表18可知，高校学生在乡村振兴参与进程中存在三重维度角色冲突，应是产学研融合深度不足的体现。高校教育场域仍延续传统文化资本优先的培养惯习，未能将科研训练与产业技术困境、品牌打造乏力及冷门精英需求有效结合，由此带来的实践能力匮乏导致高校学生对相应角色期待认知的不足。而学生在志愿服务等非正式学习场域中，通过具身实践形成的协调者、调查者角色认知，有助于为进一步突破当代心理、治理角色需求提供可能路径。
5. 对策建议
5.1. 创新政策宣传，增进乡村认知
高校应构建多层次、沉浸式乡村认知培育体系。具体路径包括：依托学生组织体系分层推进认知启蒙，通过“理论研习–案例解析–田野调查”三位一体骨干培训模块，系统搭建乡村振兴战略框架，并建构“理论学习–实践验证–朋辈辐射”的认知传导机制；创新校园媒体传播矩阵，打造政策解读、就业导航、成就展览融合的乡村认知共同体，借助大数据技术建立乡村就业信息定向推送机制；开发具身认知品牌活动，以主题文艺展演、知识竞赛等多元载体实现乡土文化的符号化转译，经由艺术创作的过程性参与深化认知图式重构；强化学科竞赛的价值引导功能，在传媒艺术类赛事中设置乡村振兴专题单元，构建“田野观察–创意表达–成果转化”的闭环机制，并将优秀作品纳入思政资源库以实现认知强化。合理应用组织传播理论与认知构建规律，实现从思政符号到价值认同的乡村认知跃迁。
5.2. 稳定参与机制，提升文化效能
高校需建构制度性保障体系以优化学生参与乡村科学文化事业的长效机制。具体而言：首先，通过设立专项基金孵化科学文化服务类社团，由校团委联动地方文旅部门提供文化发展需求图谱与多层次实践保障，进而建立校地间“需求清单–能力评估–资源匹配”的对接机制。其次，创新梯度化培养体系，采用“分年级分事务”培养模式，配套“志愿认证 + 学分置换 + 实习推荐”的复合激励机制，依托成员专业能力，开展需求导向针对性培训。再次，构建周期性服务范式，以寒暑假集中实践为切入点，强化学生在创新赋能与文化传承中的专业价值。最后，完善可持续发展机制，建立“服务档案–案例库–人才梯队”三位一体的知识管理系统，通过定期总结、经验交流、心态疏导实现制度化传承，同时迎合高校学生教育热情，吸纳支教经验群体以拓展文化服务联盟，有计划地将服务半径延伸至文化贫困地区，构建“知识传递–习惯培育–活动组织”的渐进式振兴路径，并注重与本土青年的交流，在知识技术与乡土认知方面相互学习，最终形成学术资本与乡土智慧双向赋能的文化振兴新格局。
5.3. 调整教学模式，培养运用能力
高校应从多角度提升学生实践意识与能力。其一，实施课程思政改革，推进乡村振兴战略与专业教育深度融合，通过“案例教学–项目驱动–竞赛转化”的螺旋式培养模式，聚焦农业数智化标准化等前沿议题组建跨年级研究团队，强化学术创新与实践应用的双向转化能力。其二，建立校企协同育人机制，依托供需分析构建“需求图谱–岗位矩阵–能力档案”的精准匹配系统，通过项目制实习与校企双师指导，助力学生专业知识向问题解决能力的转化。其三，重塑文科教育范式。构建“理论训练–行动研究–资政服务”的行动研究链，继续发挥宣传领域优势，主动为乡村产业品牌营销痛点建言献策。引导冷门学科学生通过方言习得、文献识别修复、民俗研究等专业实践参与文化传承与基层治理。其四，创新评价激励机制，建立包含过程性评价、增值评价、社会效益评价的发展性评价指标，将乡村振兴实践成效纳入学分系统，并在人才选拔中适度倾斜，形成“能力培养–价值塑造–发展优势”的良性循环机制，通过教育供给侧改革优化描述性规范机制，促进学术资源向乡村发展动能的有效转化。
5.4. 开辟志愿新路，提供心灵滋养
为响应准心理干预者角色期待，高校需建构“预防–干预–发展”三位一体的乡村心理服务模式。通过“专业赋能–场域再造–数字嵌入”协同路径，实现心理资本的系统性培育：搭建校地心理服务联盟，依托乡村公共文化空间建立心理驿站，开展主题工作坊，形成“知识普及–技能训练–案例督导”的服务闭环；构建田野实验室实践平台，组织心理学、社会学专业师生开展混合方法研究，建立乡村群体心理画像数据库，为差异化干预提供循证依据；创新数字赋能机制，开发“云咨询 + AI筛查 + VR训练”智能服务系统，通过算法匹配实现心理服务的精准触达，同步建立服务对象动态追踪与效果评估模型，确保帮扶的持续性与有效性。
5.5. 磨练意志品格，锻造内在韧性
依据韧性发展理论与品格教育框架，高校应建构“价值引领–实践淬炼–文化浸润–情感联结”的四维品格培养体系。构建红色基因与乡土文化融合的课程模块，通过“沉浸式研学 + 情感叙事”重塑学生的乡村认知图式，培育扎根意识、家国情怀与情感归属；设计“情感浸润式韧性训练”模型，在校地共建实践基地中设置“认知融入–共情体验–价值承诺”三阶成长路径，运用“反思日志 + 情感能量曲线”可视化工具，记录学生在参与乡村事务中的精神触动与认同深化；创建劳动教育创新实验区，通过“农事劳作–治理参与”双轨实训中的抗逆挑战，锤炼团队协作能力与乡土情感联结，使学生在解决真实乡村问题的成就感中形成持续参与的内生动力。最终培养专业能力、精神韧性与情感认同协同发展的乡村振兴生力军。
6. 结语
本研究通过计划行为理论与社会角色理论的整合分析，揭示了高校学生参与乡村振兴的多维阻滞机制与实践优化路径。核心结论表明：青年参与效能受制于角色认知偏差、制度支持缺位与能力适配不足的三重约束，其行为逻辑呈现“政策驱动主导–情感认同薄弱–实践能力悬浮”的复合特征。基于实证发现构建的协同干预体系，通过认知校准打破“信息茧房”、制度创新激活参与动能、教育重构强化角色胜任，为破解人才振兴困境提供了可操作方案。
未来研究可在三方面深化：纵向追踪不同教育阶段青年的角色认知演变规律，构建动态干预模型；横向比较区域发展差异对参与机制的影响，提炼普适性经验；探索数字技术赋能的参与模式创新，提升青年参与的精准性与可持续性。本研究的政策意涵在于，乡村振兴需构建“价值认同–能力发展–制度保障”的协同生态，通过激发青年内生动力与优化外部支持环境的双向互动，实现人才振兴与乡村发展的良性互嵌。
基金项目
2024年国家社会科学基金青年项目“网络隐匿社群的价值观识别与治理研究”(项目编号：24CXW050)、2024年国家级大学生创新创业训练计划项目“城乡网络二元化结构探究：基于屏幕组学的都市和小镇青年移动媒体使用比较”(项目编号：202410357207)。