村民幸福感倒逼农村协商民主制度建设：基于薛定谔“猫生死叠加”原理

田立法 魏欢玲 时国美 程瑞 赵美琪 卢雯雯 李琳

摘   要：农村协商民主制度建设任务艰巨，表面看是国家行政政策客观问题，细究则是农村长期形成的官僚固化与村民依顺主观问题。改善和加速农村协商民主制度建设，可基于量子力学的薛定谔“猫生死叠加”原理从村民幸福感入手，考量二者间的直接和间接纠缠态，进而对协商民主制度建设形成倒逼机制。对河南、安徽、广西、四川及天津的60余个村庄进行了配对问卷调查，基于1244份村民和113份村干部的配对式问卷调查数据，采用频数频率分析与结构方程模型对协商民主、干群关系与村民幸福感的关系进行了统计分析。全样本、女性样本与不外出务工样本的检验结果显示：农村协商民主对村民幸福感提升表现为直接作用和间接作用共存的纠缠态，且干群关系是协商民主间接影响村民幸福感的中介变量。男性与外出务工样本的检验结果显示：农村协商民主对村民幸福感提升坍缩为以干群关系为中介变量的间接作用确定态。

关键词：农村协商民主;村民幸福感;干群关系;纠缠态;坍缩

中图分类号：C915     文献标识码：A     文章编号：1008-2697（2019）06-0043-10

一、引言

习近平总书记在中共十九大报告中提出：“有事好商量，众人的事情由众人商量，是人民民主的真谛”。协商民主是实现党领导的重要方式，是我国社会主义民主政治的特有形式和独特优势。当下，最要紧的是推动协商民主广泛、多层、制度化发展，统筹推进政党协商、人大协商、政府协商、政协协商、人民团体协商、基层协商以及社会组织协商。加强协商民主制度建设，形成完整的制度程序和参与体系，应首先保证人民在日常政治生活中有广泛持续深入的参与权。

农村协商民主制度不完善、建设不到位时，会出现大量社会性不稳定问题。如《燕赵晚报》2017年4月1日报导：河北邯郸武安市北安庄乡某村的村干部依仗职权非法占用土地、抢夺他人资源，并同副支书、村支部委员合伙欺压百姓，众人敢怒不敢言。期间，有少数村民强烈抗议并向上级反映问题，但却遭到殴打、威胁。除了某些村干部横行乡里霸占资源外，还有一些村干部在干部选举时倚仗家族势力“垄断”选举或贿选。

本文认为，农村协商民主制度建设与完善同村民幸福感息息相关，可以村民幸福感为抓手倒逼农村协商民主制度建设。但农村协商民主同村民幸福感之间可能表现为直接和间接关系纠缠的薛定谔“猫生死叠加”态，这就有必要明确哪些村民表现为直接关系、哪些村民表现为间接关系，同时有必要明确间接关系发生的中介要素是什么。这种以薛定谔“猫生死叠加”态为原理，基于直接与间接作用纠缠的事件结果解法在量子力学领域被称作概率波坍缩。

本文拟基于来自全国60余个村庄的1131份村民和113份村干部的配对问卷调查数据：首先，验证协商民主与村民幸福感之间是否表现为直接与间接作用纠缠的薛定谔“猫生死叠加”态，并明确间接作用发生时的中介变量是什么;然后，对村民按性别、是否外出工作进行分组，继续揭示薛定谔“猫生死叠加”原理在协商民主作用于村民幸福感时直接与间接纠缠态是否会产生坍缩;最后，依据统计检验结果从干群关系及分组管理视角提出旨在推进农村协商民主制度建设的管理对策和建议。

二、文献综述与理论假设

（一）协商民主制度与村民幸福感的直接关系

受“包产到户”责任制和村民自治中“经济至上”观念影响，农村功利主义表现强势，而政治诉求与现代公民意识却处于滞后状态。有必要在农村推进协商民主制度，并通过制度化的建构，逐步改变中国农村的政治文化生态，实现农村社会更有效的治理（曲延春、陈浩彬，2017）。协商民主，是一种以审议为决策核心的民主形式。协商民主主要遵循的是共识决策和多数表决的原则，不同于传统的民主理论，协商民主采用的是真正的审议，是一种普通民众能够通过讨论、协商得出大部分人都同意的決策的形式，而不仅仅是投票表决。

在改革开放进程中，农村曾因协商民主制度不健全，出现一言堂、村霸、家族势力执政干政等恶劣现象，导致村民“有话不能说、有话不敢说、说了遭报复”等不良风气。中共十八大以来，明确了协商民主制度在我国社会主义民主政治发展过程中的重要地位和作用。在法律上保障了村民与村干部享有同等话语权、表决权和决策权的权益。近年来，协商民主制度开始陆续在农村决策村务时被采用，对村民幸福感提高发挥了重要作用。村民幸福感即村民所感到的幸福程度。农村协商民主主要通过以下两个途径影响村民幸福感。

第一，协商民主可保证人民在日常政治生活中享有广泛、持续的参与权、话语权，促使官民双向交流，赋予村民更多民主权利，从而通过保障村民基本权益来提高其幸福感。我国农村协商民主制度丰富了社会主义民主的形式、拓展了民主的渠道、提升了民主的内涵，是实行人民民主专政、保证人民当家作主的重要渠道（胡伟， 2018）。何包钢和王春光（2007）指出，农村基层协商民主对改变村民的政治面貌、建设社会主义新农村、实现中华民族伟大复兴的“中国梦”具有重大的现实意义。王婷等（2017）指出，协商民主有利于衔接基层农村政府管理体系与村民自治体系，其本身是官民双向交流的过程。村民对农村治理体系正向参与可增强其对农村自治组织的认同感;基层党组织和政府践行群众路线并提升人民满意度的反向参与有利于村干部做出更符合人民利益的决策。在中国农村推进协商民主建设，赋予村民更多的民主决策权、民主管理权和监督权，可以更好地保障村民的基本权益，大大提高农村的民主水平和村民的幸福感。

第二，协商民主还可通过提供良好的公共生活，满足村民“民主法治公平公正”的美好公共环境需求，从而提高村民幸福感。当下，村民正在从看重金山银山的价值，向追求享受青山绿水蓝天美好生活转变（齐卫平、吴晨飞， 2018）。人们越来越认识到，如果缺少民主“法治”“公平”“公正”“安全”环境等方面需要的满足，即使吃山珍海味、住别墅豪宅也没有生活的美好感，物质财富已无法令村民从内向感受到真正的幸福。因此，新时代我国农村主要矛盾聚焦于解决制度发展不平衡不充分问题，必然超出经济范畴，需要加强和推进上层建筑建设，尤其应以民主制度建设成效为考量标准，以满足村民的真正幸福需求。李欣（2017）从价值契合、制度保障、技术支持三个方面论述协商民主对良序公共生活重要性时认为，协商民主明确了良序公共生活的价值导向，并提供了良序公共生活的制度规范和技术规则。

本文认为，健全的农村协商民主制度是村民主观幸福感提升的主因，故提出假设1。

假设1：农村协商民主制度对村民幸福感具有正向直接作用。

（二）协商民主制度与村民幸福感的间接作用：干群关系的中介作用

干群关系指政府机关干部特别是各级领导干部和人民群众的关系。其中，许多学者认为乡村干群关系实质上是农民群众和基层党组织及政府的关系（涂静等， 2009）。干群关系对于社会稳定的影响不可忽视，它直接关系到社会和谐、稳定与健康的发展（杨建华、张秀梅，2010）。农村曾一度缺乏完善的协商民主制度，村民权益无法得到有效保障。村干部利用手中权力谋取私利，导致村民利益受损、权利被侵犯。在协商民主制度下，村民可以真正当家作主行使权力，村干部不再被视为上级、官僚，而被看作是表达个人诉求、向上级反映民意的媒介和服务者。村干部权力有监督、行为有监管时，村民参与村里各项事务的权益才能被保护和落实。

协商民主制度建设通过提升村民对村干部的信任度，进而对村干部产生好感、拉近干群关系。凌锐燕（2014）认为，协商民主制度为干部和群众双向互动提供了平台，释放了更多公共决策空间给村民，通过征求多数人的意见更显尊重少数人意见，培养了民众的公民精神与民主技能，更扩展了信息供给的有效渠道，增强了决策的透明度，减少了决策中可能出现的腐败问题。可见，协商民主制度对村干部而言是一种干部和群众保持互动的群众工作方法，有助于加速干群双方相互了解、合作，并有助于提升彼此的信任度与认同感。廖煜娟和林丽（2017）认为，良好互动、和谐一致的干群关系是尊重民意、增强人民群众获得感和幸福感的必经之路。

但农村地区依然存在村干部服务意识浅薄、官本位思想泛滥，村民无法监督、无从监督、乡镇政府无力监督等问题。如，土地转让、买卖过程中出现贪污腐败、霸权欺凌等问题（战世港， 2018）。显然，村干部的不当行为会严重破坏干群关系，致使干群关系紧张和恶化。樊耀华（2017）基于陕西省延安市的调查指出加强基层党组织建设，处理好干部与群众的关系有助于居民幸福感提升。李英（2018）也证实，和睦的干群关系会提高扶贫搬迁移民的心理和谐度和幸福感。何凌霄等（2017）指出，构建信任、互惠与合作的干群关系，使之成为提供农村公共品的润滑剂，对农户参与意愿激励作用明显。

上述分析说明，农村的协商民主制度通过保护公民权利、提高村民参与决策机会，进而在村民与村干部之间产生持久的信任度和认同感;而良好的干群关系有助于农村决策高效执行，是构建和谐稳定农村社会的保障，村民在此政策空间下生活势必有着更高的幸福感。本文提出假设2。

假设2：干群关系在农村协商民主制度与村民幸福感之间发挥正向中介作用。

（三）不同类型村民的协商民主、干群关系与幸福感之辩

1. 男性与女性村民

受农村传统观念影响，男性作为一家之主，在参与农村协商民主事务及同村干部交流时机会要多于女性。女性在农村“做主”身份不被认同会严重挫伤了她们参与协商民主制度建设及在政治生活事务中发言的积极性。徐兰兰（2017）指出，在乡村政治会场多数女性民意代表显得比较拘谨和胆怯，发言时推三阻四，而在会场外她们却异常活跃。第三期中国妇女社会地位调查数据也显示，近七成农村妇女对“男人应该以社会为主，女人应该以家庭为主”的说法表示认同，认同率比10年前有了明显提高（李文，2014）。此外，在农村敢于在政治生活中发表意见的女性，被群众说成出风头，太强势。为了不被人诟病，有些女性村民即便对村务有意见或建议可能也会选择沉默、“随大溜”，甚至在协商民主决策环节违心投票。

此外，农村女性在遵从权威方面同样高于男性，从而在幸福感提升方面表现出对协商民主制度更为直接地依从方式。如，农村协商民主制度在影响女性村民的幸福感时可能会直接发生作用，但影响男性村民幸福感时可能不会直接发生作用，而是通过其他中间因素间接影响。如，上述分析中指出的干群关系可能就是农村协商民主制度间接影响村民幸福感的中间因素。基于上述分析，本文认为女性村民的协商民主制度与幸福感关系可能表现出直接与间接作用纠缠的薛定谔“猫生死叠加”态。本文提出假设3a。

假设3a：女性村民的协商民主制度与幸福感关系会表现出不确定的纠缠态，男性村民的协商民主制度与幸福感关系会坍缩为确定的间接作用态。

2. 外出工作与不外出工作村民

伴随城镇化进程的加速，农村家庭出现了严重的生活撕裂现象。一方面是青壮年劳动力到城市打工或做生意，另一方面挣的钱足够多时会选择在城镇买房。受城镇化文化与制度环境影响，有外出工作经历的村民接受进步思想观念的机会多，且其自身政治素质也会在城镇中得到更多培养机会。沈明生（2001）指出，外出工作的村民在经商、务工的過程中，开阔了眼界、学到了技术、学会了管理，并增强了政治参与意识和法律意识，这对自身政治文化素养提升意义重大，从而对农村的协商民主制度建设问题考虑更全面和客观。徐增阳和甘霖（2005）认为，外出务工收入的增加使农民感觉到了自身价值和个人利益的存在性，并开始认识到保护个人利益的重要性， 进而对基层干部进行监督和约束的权益更为重视。

对于不外出工作的村民，除存在“畏官”现象外，且因自身文化素质、政治参与意识、民主权益主张性不高，故对协商民主建设引致的幸福感提升会表现出更高的敏感性（直接作用）（谢志平2003）。有城市体验和流动经历的村民，参与村务决策、监督村干部愿望更强，不会“盲从”，如在村委会选举事项中希望选出被村民信赖、有能力的基层领导干部（徐勇， 2000）。有外出务工经历的村民因对协商民主制度建设考虑更为周全和深入，会通过村干部的日常作风及干群关系来评估协商民主制度建设的效果，从而对自身的幸福感表现出间接作用。本文提出假设3b。

假设3b：不外出务工村民的协商民主制度与幸福感关系会表现出不确定的纠缠态，外出务工村民的协商民主制度与幸福感关系会坍缩为确定的间接作用态。

本文将理论假设中涉及的变量作用关系绘制在了图1所示的理论框架中，后续进一步采用结构方程模型对这些变量间的作用关系进行实证检验。控制变量包括村民年龄、受教育程度、收入及家庭人口数。分类变量为性别和是否外出工作。

三、样本数据与描述性统计分析

（一）样本数据来源及特征

在2018年7 月至2018 年9月，成员利用暑期时间，通过相关的社会关系，对四省一直辖市（包括河南，安徽，广西，四川，天津）的60个村庄进行了问卷调查。被调研对象均为本土农村人员，填答完毕调查问卷后直接交回给问卷发放人。每村发放20份村民问卷和2份村干部问卷，收回1277份村民问卷和114份村干部问卷，其中34份问卷填答不完全，被剔除。最后得到1244份村民问卷和113份村干部问卷，问卷有效率分别为97.4%和99.9%。

（二）频数与频率分析

因村干部数据不是本文统计分析的重点，故后文不展示统计描述与分析的结果。在群众问卷的前7个问题中分别对其性别、年龄、婚姻、外出工作、学历、家庭人口数、家庭年收入进行了调查，除年龄、家庭人口数、家庭年收入为填空题外其他均为单项选择题，把年龄按0-20岁、21-40岁、41-60岁、61-80岁、81-100为5组，将家庭人口数按1人、2人、3人、4人、5人、6人、7-20人分为7组，将家庭年收入按0-0.5万、0.5-2万、2.1-4万、4.1-6万、6.1-8万、8.1-10万、10.1-20万、20.1-30万、30.1-40万分为9组。具体统计结果如表1所示。

从表1可以看出，调查结果有如下几个特点：男女比例基本相同;绝大部分都成家;大多数村民以在家务农、养殖为主，少部分外出工作，符合农村基本特征;随着学历的增高，人数明显的减少，最多的学历为小学，符合农村人口特征;家庭人口数主要集中于3-6人，少量家庭人口达到一户十几人;家庭年收入0.5-2阶段人最多，大多数集中在0.5-8万，特别富裕的家庭和特别贫困家庭较少。

（三）变量测度

1. 協商民主

本文使用李克特量表测度协商民主变量，共包括8个题项，对这8个题项取平均值来表示协商民主变量值。在设计协商民主量表时参考了翟军亮等（2014）设计的协商民主化量表，共包括8个题项，采用5点李克特形式测度，题项回答分别为“非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意”。

2. 干群关系

本项同样使用李克特量表测度干群关系变量，共包括6个题项，对这6个题项取平均值来表示干群关系变量值。在设计干群关系量表时参考了刘明兴等（2008）设计的基层干群关系量表，包括3个题项，本文将这3个题项扩展成了6个题项，采用打分法的形式测度，题项回答从1分至10分，分值越高干群关系越好。

3. 村民幸福感

本项同样适用李克特量表测度村名幸福感变量，共包括5个题项，对这5个题项取平均值来表示村民幸福感变量值。在设计量表时参考了曲延春和陈浩彬（2017）设计的村民幸福感量表。包括5个题项，题项回答从1分至10分，分值越高村民幸福感越高。

4. 控制变量

控制变量包括村民性别、年龄、婚姻、学历、外出工作、家庭人口数、家庭年收入7个变量。年龄、学历、家庭人口数、家庭年收入为取自然对数后的变量值。其中学历变量以6代表小学、9代表初中、12代表高中或中专学历、15代表大专学历、16代表本科学历、19代表硕士及以上学历。以性别、外出工作作为类别变量，使用虚拟变量方式设置控制变量，1代表男性或外出工作，0代表女性或在家。由于婚姻中未婚人数过少，所以不做类别变量。

（四）可靠性分析

可靠性分析包括2个步骤：第一步，探索性因子分析;第二步，信度与效度检验。

1. 探索性因子分析

探索性因子分析的目的是将调查问卷中的量表题项进行合并，进而用于表示理论假设中的变量，但题项载荷须在同一因子上有最大载荷值时才能形成构念用于表征变量。探索性因子分析结果显示，KMO值为0.950，巴特莱特球形检验P值为0.000，说明样本数据适合进行因子分析。本文探索性因子分析结果如表2所示，包括3个因子：因子1在8个题项上有最大载荷值表征协商民主变量;因子2在6个题项上有最大载荷值，表征干群关系变量;因子3在5个题项上有最大值，表征村民幸福感变量。

2. 信度检验

本文使用克朗巴哈a信度系数测度样本数据的内部一致性信度，。量表总体及协商民主、干群关系与村民幸福感三个潜变量的克朗巴哈a信度系数依次为0.954、0.946、0.985、0.951，均在0.9以上，说明量表数据有着较高的内部一致性。

四、结构方程模型回归分析

（一）变量的描述性统计分析

本文将农村协商民主、干群关系和村民幸福感的相应的三个部分题目的算术平均值作为多重构念结果，与控制变量一起做进行描述性统计入表3所示。

从表3可以看出，协商民主对干群关系的相关系数为0.613**，正相关且显著，可见农村协商越民主，干群关系越好。干群关系与村民幸福感的相关系数为0.672**，正向且显著，说明农村的干群关系越和谐，村民的幸福感就越高。协商民主与村民幸福感的相关系数为0.492**，正向且显著，说明农村协商越民主，村民幸福感就越高。村民幸福感与家庭人口数的相关系数为-0.059*，负向且显著，说明农户家庭人口越多，村民的幸福感就越低。村民幸福感与家庭年收入的相关系数为0.355**，正向且显著，可见农户的家庭年收入越高，村民的幸福感就越高。村民幸福感与年龄的相关系数为-0.105**，负向且显著，可见村民年纪越小，村民的幸福感就越高。村民幸福感与学历的相关系数为0.350**，正向且显著，可见村民的学历越高，村民的幸福感就越高。

（二）结构方程模型

本文共构建5个结构方程模型来检验理论假设，采用AMOS 18.0软件对样本数据进行统计分析。第1个结构方程模型为总样本模型，第2个结构方程模型为男性样本模型，第3个结构方程模型为女性样本模型，第4个结构方程模型为外出工作样本模型，第5个结构方程模型为不外出工作（在家）样本模型。5个结构方程模型各项指标的拟合情况见表4。

1. 全样本结构方程模型

以协商民主为自变量、干群关系为中介变量、村民幸福感为因变量，年龄、学历、家庭成员数、家庭年收入为控制变量，使用全部样本数据对构建的结构方程模型1进行回归分析，如图2所示。图2中的路径系数为标准化路径系数，各项指标的拟合结果见表4。从表4可以看出，拟合情况较佳。

从图2可以看出协商民主对村民幸福指数的直接影响系数为0.01，正向不显著;协商民主对干群关系的直接影响系数为0.62***，正向非常显著;干群关系对村民幸福感的直接影响系数为0.59***，正向非常显著。可见，协商民主不能直接影响村民幸福感，干群关系在协商民主与村民幸福感之间发挥正向中介作用，即协商民主对干群关系的作用是正向的，干群关系对村民幸福感的影响也是正向的。说明，协商民主不一定总能直接提升村民幸福感，但可以通过中介变量干群关系来发挥正向作用。可见，假设2、假设3被证实，假设1被反向证实。

2. 男性样本AMOS模型

以协商民主为自变量、干群关系为中介变量、村民幸福感为因变量，年龄、学历、家庭成员数、家庭年收入为控制变量，使用男性样本数据对构建的结构方程模型2进行回归分析，如图3所示。图3中的路径系数为标准化路径系数，各项指标的拟合结果见表4。从表4可以看出，拟合情况较佳。

从图3可以看出，在以男性分组时，协商民主对村民幸福指数的直接影响系数为-0.05，负向不显著;协商民主对干群关系的直接影响系数为0.63***，正向非常显著;干群关系对村民幸福感的直接影响系数为0.62***，正向非常显著。可见，在以男性分组时的情况和总样本类似，协商民主不能直接提升村民幸福感，但可以通过中介变量干群关系来发挥正向作用。

3. 女性样本AMOS模型

以协商民主为自变量、干群关系为中介变量、村民幸福感为因变量，年龄、学历、家庭成员数、家庭年收入为控制变量，使用女性样本数据对构建的结构方程模型3进行回归分析，如图4所示。图4中的路径系数为标准化路径系数，各项指标的拟合结果见表4。从表4可以看出，拟合情况较佳。

从图4可以看出，在以女性分组时，协商民主对村民幸福指数的直接影响系数为0.20***，正向非常显著;协商民主对干群关系的直接影响系数为0.65***，正向非常显著;干群关系对村民幸福感的直接影响系数为0.55***，正向非常显著。可见，在以女性分组时的情况和总样本不同，协商民主既可以直接提升村民幸福感，也可以通过中介变量干群关系来提升村民幸福感。联立图3可见，假设4被证实。

4. 外出工作样本AMOS模型

以协商民主为自变量、干群关系为中介变量、村民幸福感为因变量，年龄、学历、家庭成员数、家庭年收入为控制变量，使用外出工作样本数据对构建的结构方程模型4进行回归分析，如图5所示。图5中的路径系数为标准化路径系数，各项指标的拟合结果见表4。从表4可以看出，拟合情况较佳。

从图5可以看出，在以外出工作分组时，协商民主对村民幸福指数的直接影响系数为0.01，正向不显著;协商民主对干群关系的直接影响系数为0.69***，正向非常顯著;干群关系对村民幸福感的直接影响系数为0.63***，正向非常显著。可见，在以外出工作分组时的情况和总样本类似，协商民主不一定总能直接提升村民幸福感，但可以通过中介变量干群关系来发挥正向作用。

5. 不外出工作样本AMOS模型

以协商民主为自变量、干群关系为中介变量、村民幸福感为因变量，年龄、学历、家庭成员数、家庭年收入为控制变量，使用不外出工作样本数据对构建的结构方程模型5进行回归分析，如图6所示。图6中的路径系数为标准化路径系数，各项指标的拟合结果见表4。从表4可以看出，拟合情况较佳。

从图6可以看出，在以在家分组时，协商民主对村民幸福指数的直接影响系数为0.14***，正向非常显著;协商民主对干群关系的直接影响系数为0.61***，正向非常显著;干群关系对村民幸福感的直接影响系数为0.54***，正向非常显著。可见，在以在家分组时的情况和总样本不同，协商民主既可以直接提升村民幸福感，也可以通过中介变量干群关系来提升村民幸福感。联立图5可见，假设5被证实。

从控制变量的路径系数可知，变量系数均显著，均为正向作用。

五、研究结论

（一）农村协商民主制度对村民幸福感提升存在纠缠态现象

从图2的总体样本、图3的男性样本、图5的外出工作数据可知，农村协商民主对村民幸福感的直接影响系数分别为0.01、-0.05和0.01，且均不显著，说明农村协商民主制度与村民幸福感之间不存在纠缠态。但从图4的女性样本和图6的不外出工作样本可知，农村协商民主制度对村民幸福感的直接影响系数分别为0.20***和0.14***，且均显著。同时，协商民主对干群关系及干群关系对村民幸福感的影响系数也均显著。说明，对于女性和不外出工作村民群体，协商民主制度建设在提升他们幸福感时表现出直接和间接共存的纠缠态。该研究结论同何包钢和王春光（2007）研究结论基本一致。农村进行协商民主制度建设是一个长期的过程，有助于提高村民幸福感，但可能在一定时期或特定村民群体中没有坍缩出直接作用态。

（二）农村协商民主制度可通过改善干群关系进而提升村民幸福感

从图2至图6均可知，干群关系在协商民主制度与村民幸福感之间发挥正向中介作用，说明协商民主制度对村民幸福感的间接作用很显著。尤其在总样本、男性样本与外出务工村民样本中，干群关系在协商民主制度与村民幸福感之间发挥完全中介作用。该研究结论与王露蓉等（2018）的研究结果一致，说明基层协商民主的发展缓和了干群关系，基层协商民主为领导干部提供了一个向群众解释政府行为的平台，大家相互理解、相互信任，增强群众民主意识和参政意识的同时提升了村民的幸福感。协商民主从源头上保障了村民参与民主决策的权益，村委会得以回归“执行者”或“仆人”的本源位置，即顶层制度设计避免了村委会成员滥用权力仗势伤害干群关系的可能性（张善柱、程同顺，2016;正一龙， 2014）。

（三）农村协商民主制度对男性村民幸福感的作用坍缩为明确的间接作用

从图3男性样本模型可以看出，协商民主对村民观幸福感的影响完全通过干群关系实现，说明协商民主需先提高干群关系才能进一步提高男性村民的幸福感。薛定谔“猫生死叠加”纠缠态坍缩为明确的间接作用。协商民主制度建设改变了过去女性“不能抛头露面”的性别歧视“潜规则”，且极大增加了女性村民参与集体事务活动的机会。女性遵从权威和对制度变化敏感性强于男性，故协商民主可直接提升女性村民幸福感。而男性在农村历来是一家之主，村中各项事务的商议、投票决策等都由男性村民作为家庭代表直接参与，使得男性村民对农村协商民主制度建设的敏感性较弱，能否提升其幸福感有赖于他们同干群关系的质量。

（四）农村协商民主对外出务工村民幸福感的作用坍缩为明确的间接作用

从图5的外出工作样本模型可以看出，协商民主对村民幸福感的影响完全通过干群关系实现，说明协商民主需先提高干群关系才能进一步提高外出工作村民的幸福感。薛定谔“猫生死叠加”纠缠态坍缩为明确的间接作用。在家村民对制度变化敏感性要强于外出工作村民，故农村协商民主制度建设可直接提升在家村民的幸福感。外出务工的村民更多是文化素质较高，综合能力较强的村民，在城镇见识到更为完善民主制度的机会多，农村刚刚实施的协商民主制度可能无法直接影响他们的幸福感，而是有赖于其对干群关系的考量。

六、研究建议

（一）在农村强化协商民主制度建设应将干群关系改善作为重要事项

协商民主制度建设除强化农村各项规章制度建立、健全工作外，还应注重村民内心感受强化，尤其应构建良好的干群关系与和谐氛围。“心系群众鱼得水， 背离群众树断根”预示在农村强化协商民主制度建设的首要任务是干群关系改善，原因是多数村民在考虑协商民主制度建设是否会提升幸福感时首先回忆的是干群关系质量如何。村干部树立正确的政绩意识，以“全心全意为人民服务”为宗旨管理村中事务，并消除“官本位”思想、充分发挥协商民主制度规范行事，势必会极大提升干群关系的稳定性和持久性。

（二）农村协商民主制度建设应大力保障女性村民的决策参与和话语权

女性村民在政治生活中发声意愿低除缺乏自信外，主要原因是受农村传统观念“男主外女主内”影响。女性自信心缺乏源于女性畏惧“出头”会给“名声”带来社会负面评价的错误认知，应当鼓励女性树立参与村中民主制度建设及各项集体事务决策的正确认知与积极性。表达个人意见是每一名村民享有的法定权益，不受性别等因素的限制。此外，可专门针对女性村民在参与村务表决时设置“妇女意见组”单独进行，为女性村民解除传统认识束缚，畅快表达意愿提供便捷渠道。

（三）农村民主制度建设应更为重视在家村民的决策参与和话语权

在家不外出工作的村民往往以老人、孩童、无一技之长等弱势群体为主，对村中各项事务及决策有着较高的顺从性和依从性，缺乏质疑、协商等个人权益保障意识。原因可能是在家村民受“官本位”思想影响，认为按照村干部意愿行事、少提不同意见是避免“官司”、保护自我的最佳做事方式。因此，法治社会下农村大力着手协商民主制度改革，应消除在家村民“畏官”“躲官”的错误认知，通过宣传和引导帮助他们树立起正确的协商民主制度建设认识，让他们也能正常参与到“群策群力”的村务中来，并鼓励他们多参与多建言。

参考文献：

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（责任编辑：罗湘龙）