经济机会、公共服务与村民自治参与
——来自中国家庭动态追踪调查的证据

郑冰岛,顾燕峰

(复旦大学 国际关系与公共事务学院，上海 200433)

一、引言

自1998年全国人大修订通过《村民委员会组织法》以来，中国农村基层自治被学界广泛关注。既有研究的一个共识是村委会选举所体现的村民自治能够提高基层治理水平，促进农村经济发展与社会稳定。有学者关注农村居民对基层治理的评价，他们发现村委会选举提高了农民政治效能感[1]，并能增强农村大众对政府的信任与满意度[2-3]，从而促进农村基层社区的稳定与和谐。更多的研究则直接探讨村委会选举如何促使村干部做出更有利于选民的决策。几乎无一例外，这类实证研究都发现村委会选举将提高农村公共服务支出，改善公共品质量，并减轻贫困和降低不平等[4-7]。大部分学者都对村民自治这一根植于中国农村社会土壤的民主制度富有信心[8-9]。

那么村庄基层民主为何有效？众多学者虽然深入研究了许多中国特有的制度优势，例如宗族所带来的群体团结[10-11]，又如多层级政府权责配置的灵活性等[12-13]，但既有研究对该问题的根本回答与经典制度理论无甚差别。基层自治有效性的核心在于：选民可以通过选举来奖励好的干部(连任)，并惩罚差的(罢免)——因而选举制度构成一种强有力的官员问责制[14]。毋庸置疑，广泛的民众参与是基层民主优越性的前提[13,15]，若基层自治失去群众基础，则村民无法通过村委会选举和相关制度对村干部进行监督问责，高效的村庄治理自然也就无从谈起。

中共十九大报告指出乡村治理应当实现自治、法治与德治“三治结合”，因而鼓励村民积极参与村委会选举是农村基层工作的重要内容。根据民政部基层政权和社区建设司编纂的《全国村民委员会选举工作进展报告》[16]，2005—2007年全国范围内村民投票率达90%以上，部分地区更是高达95%。许多研究因此致力于解释在选举竞争性存在局限，且选民民主认知程度不高的前提下，中国基层自治参与率为何会如此之高[17-18]，但却鲜有研究质疑这种高参与率的真实性与合理性。就笔者阅读之所及，仅有Pang和Rozelle以及张同龙和张林秀通过调查个体村民参与投票的过程细节，试图估算村委会选举的真实投票率[19-20]。基于一个具有全国代表性的大样本村委会选举微观数据集，张同龙和张林秀发现在83%的高名义投票率背后，至少有18.9%的村民是在“虚假”投票——他们既没有亲自参与选举，其名义下的选票也并不反映他们的真实意愿[20]。这一实证发现与许多个案研究的结论不谋而合，说明农民自治参与意愿与能力方面均存在一些问题[27]。因此，更深入地了解村民自治参与状况并探讨其决定因素，不仅在理论上有助于基层选举制度的完善及发展，同时也具有政策意义上的紧迫性，这正是本文的研究重点。

自20世纪90年代开始，世界范围内的民主政体几乎都经历了选举参与率的剧烈下降[22]，这使得公民投票决定因素研究成为显学。关注西方民主政体的学者，主要从选举制度设计、政治精英动员、选民的政治参与资源，以及政治社会化程度等方面来解释公民自治参与[23]。但很明显，我国的基层自治参与和这些西方学者所探讨的政治参与相比，其发生的社会情境不同，也具有完全不一样的政治意涵。不少学者认为，直接将既有文献中的自治参与行为机制西学东用，并不符合中国的政治现实[24-25]。一些研究开始探索中国基层选举投票行为的工具理性本质，尝试分析村委会与村民之间的利益关联如何影响农村基层自治参与[26-28]，本文延续了这一思路。由于《村民委员会组织法》规定，村委会应管理村集体所有的土地和其他财产，并负责办理本村的公共事务及公益事业，因此本研究主要从经济机会与公共服务两方面来探讨村委会与村民的利益关联。

基于中国家庭动态追踪调查数据，本文从村庄投票参与率及村民个体投票行为这两个分析层次来探讨村民参与村委会选举的决定因素，并将关注村庄内外部经济机会及公共服务供给的影响。

二、文献回顾与研究假设

社会科学对于民主的最初理解就是基于理性行动者理论。有关民主参与的经典文献认为选民通过衡量预期收益与成本而决定是否参与投票[29-30]。但在国家层面的民主制度下，自治参与的理性选择解释始终面临这样一个悖论：由于每个公民个体的那一张选票都不会对选举结果产生决定性的影响，且选民是否能够从国家层面的选举结果中获益具有诸多不确定性因素，因此只要投票成本略微提升，例如投票点距离较远，或是投票日天气不佳，都可能导致选民做出不参与的决策。简言之，不投票的工具理性往往超越投票的工具理性[31-33]。

Downs所提出的不投票悖论使得社会科学文献对于西方民主参与的解释关注以下几个方面[31]：第一，在考察选民作为理性人的成本收益计算时，学者们倾向于将个体层面的一系列社会经济地位特征作为参与成本的影响因素纳入分析，而较少考虑投票的收益问题[14]。其中最具代表性的是Brady等学者提出的政治参与资源模型，认为年龄、教育、职业等因素之所以影响选举参与，是因为这些因素与投票所需要的各种资源，例如时间、金钱和公民技能等高度相关[34]。第二，当个体工具理性不足以解释公民的投票动机时，相当一部分学者转向了群体理性选择模型[33]。其中的一个理论分支强调精英动员的作用，它认为群体精英会通过各种方式强化群体利益共通点的表达，以建构利益共同体，从而提高群体内每一位选民的参与效能感，实现投票行为的群体理性[35-37]；Blais则将投票更多地视为公民责任，认为选民参与是出于利他主义的道德约束，通过投票实现社会福利而非个体利益的最大化，这正是民主参与的群体理性所在[38]。这类研究与政治社会化理论高度关联，侧重于探讨个体生命历程中一系列能够影响政治认知和民主参与意识的因素与事件[39]。

近二十年来，有关中国村委会选举参与状况的研究积累了丰硕的成果，但其分析脉络基本与上述有关西方民主政体的研究侧重点相吻合。一方面，从精英动员的角度，学者们非常关注村庄的宗族及其他派系结构，以及村庄内部社会网络和人际关系如何影响选举参与[40-43]；另一方面，基于政治社会化理论，许多实证研究致力于探讨村民的民主意识、内在参与效能感、政治认知程度、民主参与能力，及其对政府的信任如何影响选举参与[13,18,44]。一言以蔽之，既有文献对于中国农村基层自治参与的理解大多是基于群体理性框架的。

然而，基于个体的理性选择模型对于作为基层民主的村委会选举和西方全国性的民主选举，其解释力度完全不同。如果我们仔细反思西方民主政体下不投票悖论的发生机制，则不难发现其完全不符合中国农村社区的政治现实。由于村委会选举被限定在农村基层几百至数千人的行政村内，因此选民对于其选票的意义会有更直观的认知；同时，因为农村社会的紧密联系性，村民往往对村庄公共事务较为熟悉了解，他们清楚地知道选举出的村委会将掌握村庄经济与行政资源的分配[45-46]，且这些分配决策将深刻影响自己的切身利益。换言之，微观层次的工具理性可能能够更好地解释中国农村基层选举参与的内在逻辑。由于在村庄内部参与投票的成本相对较低，实证研究可能更应关注个体工具理性中的利益层次[13]。

胡荣极使用理性选择框架探讨村民参与投票的动机，发现村庄经济发展水平与选举参与度具有深刻的正向联系[26-27]。且在村委会选举中，经济发展并不是通过政治社会化的过程来影响参与率，而是通过加强村委会与村民之间的利益关联来激励村民自治。延续这一思路，我们从经济机会和公共服务两个方面进一步操作化测量村委会与村民之间的利益关联，并由此提出我们的基本研究假设：

假设1：村庄内部经济机会及公共服务供给越丰富，则村委会选举参与程度越高；反之，村庄外部经济机会越多，则村委会选举参与程度越低。

我们之所以在分析框架中引入内外部经济机会的差别，是由于随着农民外出务工的增多，村庄外部的就业和收入机会可能会降低村民与村委会之间利益关联的紧密性[28]。这种利益关联不仅会受到村庄经济和行政资源供给总量的影响而在村与村之间存在差异，更可能取决于农户和村民对这些经济行政资源依赖程度的不同而在村民与村民之间也有差别。因此，我们更进一步考察村民对于村庄经济机会和公共服务的依赖性如何影响其个体投票行为，并分析村庄资源供给总量是否对依赖程度不同的村民个体产生异质性影响。

假设2：村民对村庄内部经济机会及公共服务的依赖程度越高，则其参与村委会选举的概率越高；反之，村民对村庄外部经济机会的依赖程度越高，则其参与村委会选举的概率越低。

假设3: 村民对村庄内部经济机会及公共服务的依赖程度越高，则其投票行为越是受到村庄经济行政资源供给总量的影响。

三、研究数据和变量

(一)研究数据

本文所使用的数据来自中国家庭动态追踪调查(China Family Panel Studies, CFPS)。该调查由北京大学中国社会科学调查中心开展，自2010年起每两年进行一轮全国性的追踪调查，现已发布的数据截至2016年。基于多阶段分层抽样方法，CFPS的样本覆盖人口密集的25个省自治区市、直辖，能有效地代表全国。本文的分析仅涉及农村地区样本数据。为了保证因果关系的时序性，我们以2010年的经济机会和公共服务状况，从社区和个体两个层次，检验其对村民投票参与的影响。这一研究思路决定了我们的分析样本为2014年被成功追访的村居与村民，而我们的考察对象是其在2010年以后的村委会选举中的参与行为。在CFPS基线调查所覆盖的415个村居中，仅有23个未能在2014年实现追访，另有27个村居在2010年以后没有进行选举。扣除156个包含缺失值的社区观测，我们的最终分析样本涵盖209个村居及其中的9900位村民。

(二)村级变量

本文的实证分析涵盖村居与个体两个研究层次。在村居层面，我们的因变量测量2011—2014年间最近的一次村委会选举中参与投票的村民比例。囿于CFPS所提供的信息，在村居层面，本文使用村民外出务工比例、村居是否属于风景旅游区、是否属于矿产资源区来测量经济机会。越多的村民选择外出务工，则表明村庄外部的经济机会越丰富，反之亦然。我们主要从资源禀赋的角度来考察村庄内部的经济机会，这一方面是因为其具有更强的外生性，另一方面是因为村委会在这些经济机会的分配上掌握更多的话语权。在村级层面，我们对公共服务概念的操作化主要依赖于两个代理变量：公共服务支出占村庄总财政支出的比例，以及人均每月最低生活保障补助金额。这两个连续性变量取值越大，则说明村级公共品供给越充足，其对农民生活也具有更深的影响。

我们还在模型中控制了一系列村庄特征。通过将村庄总人口数及常住人口抚养比纳入模型，我们试图控制人口结构对选举参与率的影响。作为对经济发展水平的粗略测量，我们将村庄年人均收入也纳入模型。我们的实证分析还控制了村委会所辖的自然村个数，以及该村是否实施了“村改居”，从而控制村庄治理的一般特征的影响。考虑到宗族作为一种非正式制度能够加强群体团结，并可能促进村级自治，我们以村庄是否拥有家族祠堂，以及村庄是否有超过一半以上的人口同属一个大姓氏群体来作为代理变量，考察其对村民投票参与的可能影响[10,47]。因为文献表明宗教信仰会影响政治参与行为[45]，所以本文控制一个虚拟变量，来表示村庄是否有庙宇、道观、教堂和清真寺这类宗教场所。我们还分别以两个虚拟变量来表示村庄是否属于自然灾害频发区，以及村委会附近是否有高污染企业，其背后的逻辑是，在天灾和污染情况下村民对公共服务的需求可能更强烈和迫切。最后，我们还以一组年份固定效应来控制选举发生年的特殊性。

(三)家庭与个体层次变量

在个体层面，我们的因变量是一个虚拟变量——如果受访村民参加了最近的这次村委会选举投票，则变量赋值为1，否则为0。表1说明，在CFPS成功追访的村居中，依据对村民个体的访问结果，村委会选举的平均参与率只有约55%(1)严格来讲，个体层面选举参与率的计算需要用投票人数除以具有选民资格的人数。根据《组织法》，对于户籍不在本村的居民，需要其在本村生活一年以上，本人申请参加选举，并且得到村民会议或者村民代表会议的同意，才能获得选民资格。虽然因为CFPS所访问的户籍信息只到县(区)一级，所以我们无法对个体是否拥有选民资格做精确的判断，但是由于农村人口流动性低，户籍不在本村的案例可能非常少，因而我们大致地认为本研究的个体村民样本都拥有选民资格。当然，对这一问题的精确回答，还是应当依赖对个体投票过程细节的微观调查研究[20]。。与这一数字更为可比的村级测量是以村庄人口为权重对村级参与率进行的加权平均，经计算得知其约为81%。这说明，村民所报告的选举投票率远远低于村干部在社区问卷中所汇报的水平。这当然可能是由于个体被访者的信息遗漏或者遗忘造成的，但也很可能反映了村委会选举中的投票率虚报问题。这一发现也从侧面说明研究村民自治参与问题的重要意义，以及本文个体层面实证分析的必要性。

表1 变量的描述性统计

由于农民的投票行为更有可能是一种家庭而非个体决策，因此在解释村民的政治参与行为时，我们着重测量农户对于村庄内外部经济机会以及农村公共品的依赖性。我们使用的代理变量包括来自外出务工、农业生产以及社会保障的收入分别占农户总收入的比例。而且对于农民的外出务工收入，我们计算其寄回或者带回家的净额，因为只有这一部分才可支持家庭消费，从而参与影响家庭决策。除了各类收入所占的比重之外，我们还使用两个虚拟变量作为代理变量，它们分别表示农户是否经历过拆迁及土地征用。农村地区的征地和拆迁不仅仅涉及土地资源的调整与优化配置，而且对于农户而言，它们是重要的利益再分配过程[48]。当村庄经历征地和拆迁时，村民如何获得这些密集的经济机会，将高度依赖于村委会的决策[28]。

我们还将控制个体层面的一系列混淆因素。除了控制性别、年龄、民族、婚姻状况等人口学变量之外，我们还将村民的教育水平纳入模型，因为既有文献已经充分证明教育在政治参与中的作用[49]。我们进一步控制村民的党员身份，并引入一个虚拟变量用以表示村民是就业于某单位(编码为1)，还是自己从事农业生产或非农经营(编码为0)。最后，我们还纳入另一个虚拟变量，用以区分村民中的“本地人”和“外地人”，并将“外地人”编码为1，其具体定义是并非在本县区内出生的农村居民。上述这些研究变量的描述性统计如表1所示。

四、实证结果

(一)村居层次回归

表2报告了以209个村居作为分析样本的线性回归模型估计结果。模型1表明，村庄内外部经济机会显著影响村民对基层自治的参与度。当村民主要谋求村庄外部的就业和经济机会，即外出务工比例较高时，则村委会选举对村民生活的重要性降低，农村基层自治的参与度显著下降；反之，如果村庄的自然禀赋优势提高其内部经济机会，例如对矿产资源的开采为村民解决就业问题，或是景区村民发展乡村旅游产业，则村委会决策将更关乎每个村民的切身利益，村民投票参与率显著提高。模型3则主要考察村庄公共品的供给对村民自治参与的影响。模型中公共服务的两个代理变量的回归系数都呈正向统计显著，这说明村庄提供越好的公共品，则村民越积极地参与村委会投票选举。在模型2和模型4中中，我们进一步控制一系列村庄特征，以及村委会选举发生的年份，来验证上述结论是否稳健。结果显示：将这些村居特征纳入模型并不显著改变我们有关经济机会和公共服务之影响的结论。只不过，可能是因为样本量比较小，村庄位于矿产资源区的影响仅仅只是边际统计显著的(p=0.111)。模型5同时把经济机会和公共服务的代理变量纳入回归，其结果验证了上述发现的稳健性。同时，村庄位于矿产资源区的影响效应变得统计显著。考虑到模型的因变量为投票率，其取值区间为0～100，因而为了解决因变量的截断问题，在模型6中我们使用Tobit方法取代简单线性回归，重新估计各项回归系数结果。相比于模型5，模型6的实证发现并无任何重要改变。

表2 村居层次线性回归模型

(二)个体层次回归

如前文所述，对比个体层次平均投票概率，我们发现由村干部所报告的村委会选举参与率很有可能虚高，这可能带来村居层次回归模型中的估计偏误问题。因此，我们改变实证分析的观测单位，直接考察个体在村委会选举中的投票行为，结果如表3所示。

表3 个体层次逻辑斯蒂回归模型

表3中模型1考察农村家庭对村庄内外部经济机会，以及村庄公共品供给的依赖程度如何影响家庭成员参与选举。农民外出务工所得占家庭总收入的比例对村民参与投票的影响系数方向为负，且在统计上呈显著性，这说明农村家庭对外部经济机会的依赖程度越高，则其参与村庄自治的意愿越低。因为外出务工村民的投票概率很可能远远低于留守村民，所以村庄外部经济机会的实际影响会高于模型1的估计。然而，从弹性的角度看，外出务工收入的影响效应规模还比较有限。这一实证发现与我们对中国农村社会的常识性认识及实际调研访谈结果相符：由于农村的劳动力流动往往具有暂时性特征，大部分外出打工农民仍然是“进城不落户”，因此即使对于那些绝大部分劳动力都已外出务工的农村家庭，村委会的决策仍然深刻影响着其土地、户籍、社会保障等的切身利益。尽管如此，我们仍需正视村庄外部经济机会对村委会选举参与的抑制作用。尤其是当农民工工资增长，外出务工收入提高时，村庄外部经济机会将更有可能对农村基层自治参与构成挑战。根据模型1的估计结果，农户收入中来自农业生产的比例以及来自社会保障的比例对个体投票行为不产生统计显著性影响。模型2进一步揭示了征地与拆迁在基层自治参与中的重要意义。相比于那些没有经历过征地的农村家庭，来自被征地农户的村民更倾向于参与投票；当农村家庭经历了拆迁时，其投票发生比将比未经历拆迁者高。来自征地拆迁的投票激励效应不仅在统计学意义上显著，而且在经济学意义上也呈现较大的规模。这一实证发现说明在农村快速城镇化的进程中基层自治的优越性和必要性。

模型3说明，当我们控制一系列的人口学信息与教育水平以及党员、雇佣和移民身份之后，经济机会与公共服务因素的影响效应仍然显著。值得注意的是，在模型3中农业生产收入占比的回归系数变得统计显著了。这同样符合我们的理论假设：对于那些家庭收入高度依赖于农业生产的村民而言，村委会的决策直接影响其获得的村庄内部经济机会，因而他们会更加积极地参与投票选举。来自社会保障的收入占比在模型3中仍然不显著，这可能是由这一变量在数据结构上缺乏差异性造成的，毕竟在我们的分析样本中，约84%的村民家庭并不享有任何社会保障收入。

模型1—3的关键自变量都是家庭层次的测量，而其分析单位却是村民。由于个体在家庭内部的聚类效应，这些模型很可能低估了家庭层次自变量的标准误。模型4对此做了修正，其结果显示：虽然外出务工与农业生产收入所占比例以及征地和拆迁的影响效应的标准误都有所上升，但这些回归系数仍然保持统计意义上的显著性。在模型5中，我们进一步控制所有的村级变量，以检验个体层次回归结果的稳健性，其实证发现与我们之前所讨论的研究结论并无显著差异。

(三)交互效应模型

以上回归分析都基于一个同质性假设：虽然农户对于村庄所提供的经济机会和公共品的依赖程度不同，但村庄供给量对其政治参与的影响效应却在农户之间没有差别。或者换个角度理解，同质性假设意味着无论村庄经济机会和公共品的供给量如何，农村家庭对村委会决策的依赖程度都会同样影响其投票决定。这一假设显然不符合农村社会的现实。例如，村庄公共服务的质量对于低保户和非常富足的农村家庭显然具有完全不同的意义；而村委会有关矿产旅游资源的决策，对于外出务工和留守农村家庭而言其重要性也不可同日而语。因此，本研究进一步探索村级经济机会和公共服务供给与农户对这些社会资源的依赖程度之间的交互效应。

基于CFPS所提供的信息，我们尽量选择测量更为精确的变量来检验异质性效应假设。具体而言，我们分析以下两个问题：第一，根据农户对社保体系的依赖程度不同，村庄所提供的低保金额对不同村民自治参与的影响是否也会有所差异？第二，取决于外出务工寄回收入占农户可支配年收入中的比例，村庄的旅游资源对不同村民的选举投票行为是否也有不一样的影响？图1和图2报告了这些实证研究的结果。

首先，图1直观地展示了村庄所提供的最低生活保障对于不同村民参与投票的影响。可以看出，随着社保收入在农村家庭总收入中所占份额的增加，低保金额的影响效应也随之增强。而图2则说明：在非旅游区村民参与选举投票的概率随着外出务工寄回收入占比升高而减少；在旅游区村民投票概率则随着外出务工收入比例的提高而增加。对于那些家庭收入高度依赖于外出务工的村民而言，在旅游区其参与投票的预测概率要比非旅游区高出一半以上。一个可能的合理解释是：那些居住在具有丰富旅游资源的村庄却还需外出务工以维持生计的农村家庭，事实上被相对剥夺了本地与旅游产业相关的经济机会。为了平等地享有这些本地旅游资源，他们会更加积极主动地参与村委会选举，以基层自治的方式实现自己的权利。关于以上两点异质性效应的发现，在分层线性模型的估计与一般线性回归的估计下并无明显差别。

五、结论与讨论

村民积极参与村委会选举对我国农村基层自治制度的完善和乡村治理的健康发展意义重大。既有调查研究往往只统计村级汇总的选民投票率，对个体村民的实际投票行为缺乏关注，因而对农村基层自治的民众参与基础有所误判。基于中国家庭动态追踪调查，我们首先分别利用对村干部和个体村民的访问数据，来计算并比较投票参与率的村级汇总数字与个体平均值，发现两者之间存在很大的落差。与民政部的官方估计及其他全国性调查高度一致[20]，本研究中村干部所报告的村级参与率大概在80%左右，但仅有55%的村民回答他们真实参与了投票，这可能与村委会选举投票和统计程序方面的不规范有关。无论两种统计口径之间的巨大差异从何而来，较低的个体村民投票参与率都警示我们：要建设“三治结合”的乡村治理体系，我们亟待加强农村基层基础工作，保持并激励村民自治参与的积极性。

那么究竟如何动员村民参与自治选举？既有研究指出了几条道路。一是充分发挥农村社区诸如宗族之类的团结群体的作用，这一方向已经得到较多实证证据的支持。二是加强村民的政治社会化，提高其政治认知能力与治理参与意识，但对这一道路的有效性许多学者还存疑。一方面，关于村民民主效能感对其投票参与的影响，既有实证证据还未达成一致[18]；另一方面，基层村委会选举与西方民主政体下的全国性选举存在差异。即使那些未曾接受良好教育，十分缺乏政治知识的农民，也可能非常熟悉村庄内部公共事务，并足以对谁能胜任村干部角色做出理性判断[27]。也有一些研究关注选举质量对投票参与率的影响，发现那些程序较为公正、竞争性较强的村委会选举往往能吸引更多村民参与投票[46,50]。因而，改善村委会选举质量可能是扩大农村基层自治群众基础的另一条路径。

上述这些思路都或多或少地受到西方民主政体下政治参与群体理性逻辑的影响。受到胡荣的启发[27]，本研究指出了一条基于个体工具理性而提高村民自治参与的新路径。我们的实证分析发现：在那些村委会掌握更多经济和公共服务资源的村庄，村民会更积极地参与选举。除了使用测量上的时间差来避免明显的内生性问题，我们还进一步将研究深入到个体村民层面，发现那些更加依赖于村庄经济和行政资源的村民选举意愿更强。这些实证发现背后的政策启示是：要动员农村居民积极参与基层自治，还需加快发展村庄产业经济，实现乡村经济振兴，并大力开展农村基础设施建设，促进城乡基本公共服务的均等化。否则，大规模的城市化进程以及农村劳动力外流可能会蚕食农村基层自治的群众基础。