涉农政策满意度如何影响村民自治参与

方 帅

（华中师范大学 中国农村研究院，武汉 430079）

一、问题提出与文献回顾

中国的村民自治制度肇始于上世纪80年代，作为中国农民的一项伟大创举［1］，至今已过而立之年。在这三十多年里，学界对村民自治的研究虽然也曾“遇冷”，但是从未中断。不仅如此，为进一步推进村民自治制度有效落地，中央一号文件于2014年和2015年先后提出要“探索村民自治有效实现形式”，党的十九大报告更是进一步指明要在乡村振兴战略下实现基层的治理有效。近年来，为破解村民自治制度在实践中遇到的困境，一批学者也纷纷对此展开过深入研究。其中，以徐勇教授为代表的华中师范大学中国农村研究院团队贡献颇丰。如徐勇与赵德健提出当下中国农村应“找回自治”［2］；邓大才认为利益相关作为产权基础，能够有效实现村民自治［3］；任路认为农村作为一个熟人社会，文化相连可作为村民自治有效实现形式的文化基础［4］；李松有则指出村民自治更重要的是群众参与［5］。当然，还有学者认为基层党建创新可推动村民自治有效实现［6-7］。不难发现，上述前沿成果均从村民自治有效实现形式的维度展开，而未从村民自治参与的影响因素进行过讨论。

村民自治作为政治参与的重要组成部分，学界对其影响因素的研究其实早已有之，大致可以归结为七类视角：一是经济视角。美国学者安·奥勒姆认为，人们的经济地位和政治参与之间存在着某种关联性，当一个人的经济地位越高，其政治参与的概率就越大［8］。维巴等人同样提出，社会经济地位决定着投票者的行为选择［9］。国内部分学者亦有类似结论，如胡荣认为“村民相对生活水平的高低对他们在选举中的参与有显著影响”［10］；朱涛等人发现，村民收入越高，表明政治参与的物质支撑越牢固，从事民主选举的精力与时间就会越丰富［11］。二是组织视角。徐勇指出，“农民组织化的社会发育程度影响着村民自治的绩效［12］”；Xu Yiqing和 Yao Yang研究发现，宗族组织对村民自治的公共物品供给具有正面影响［13］；而李婷［14］与张超［15］认为派系对村民自治有着反向影响。三是文化视角。有学者认为社会文化和村域内部文化影响着村民的政治态度和政治行为，尤其是宗教文化［16］。进一步去看，农村传统的政治文化由于其保守性造成了村民民主观念、自治主体意识与公共观念缺失，进而使得村民自治参与不足［17］。四是政治资本视角。Kenneth Newton将政治资本看作是公民的政治信任、政治参与、政治宽容、公民义务、公众兴趣和对政治制度的信心等［18］。薛风平与王义就认为“政治信任是决定行为投入的前提条件和基础，是影响参与水平的重要心理认知”［19］。五是单元视角。黄振华从单元对称性考察对村民自治的影响，他发现“当产权单元偏离自治单元时，村民自治的治理绩效会弱化；当产权单元与自治单元一致时，则会促进内生自治组织的产生与培育，进而提高村民自治的治理绩效”［20］。六是人口学视角。如沃尔雷蒙德和罗森斯研究发现，教育是政治参与重要的有效预测指标，一般来说，人们受教育程度与其参加选举的概率成正比［21］。蒋研川和刘佳研究发现，政治面貌对中国大学生的政治参与有显著影响［22］。七是综合因素影响视角。如有学者认为，农民的自身素质、国家的政治、经济与社会环境共同影响着农民的民主选举参与行为［23-24］；还有学者研究发现，年收入水平、教育年限、社区服务需求多样化、自评管理技能水平、闲暇时间和公共服务意识程度均对农户自治参与意愿产生显著性影响［25］。

通过梳理可以发现，上述成果既在前人既有成果的基础上推进了研究，又以新的研究视角拓宽了研究范畴，可以说学者们对村民自治影响因素的研究作出了卓越贡献。然而不可回避的是，既有成果中并未有学者从政策满意度的视角出发研究其对村民自治参与的影响。但不得不承认的是，当下中国仍作为一个农业人口占绝大多数的国家［26］，其涉农政策与农民的生活密切相关，我们有理由大胆猜测农民对涉农政策的满意度在一定程度上会影响村民自治的参与。鉴于此，笔者拟以263个行政村3844位农民的调查数据为基础，探讨涉农政策满意度对村民自治参与的影响。

二、理论基础与研究假设

政策满意度指的是政策接受方对国家公共性政策的制定与执行给出的态度反馈和满意度评价。从既有文献去看，专门对涉农政策满意度与村民自治参与关系的研究尚不多见。不过，以政策满意度为自变量，研究其对因变量影响的成果却不在少数。

从“国家—个人”的研究视角去看，一方面，公民对公共政策的满意度会影响国家治理的绩效。朱进芳研究发现，政策自身有效性和执行有效性的水平如果高，则会增强国家治理能力，反之则会严重削弱国家治理能力［27］。卢海阳等人指出，公共政策满意度对民众的中央政府信任有显著的正向影响［28］。另一方面，公民的政策满意度亦会影响其个体的行为选择。陆士桢与王蕾认为，人的行为产生都会受到主观规范的影响，在这里，“主观规范”是指个人在决定是否实施特定行为时所感受到的社会压力或依从动机［29］。祝仲坤从住房保障政策着手，研究发现“公众对住房保障政策的满意度会影响其个体的行为选择”［30］；宁德鹏和葛宝山通过研究创业政策满意度与创业行为的关系发现，“税收优惠政策满意度以及配套措施政策满意度显著负向影响创业意向；创业环境政策满意度显著正向影响创业意向”［31］；郑永兰与王宝荣研究发现，户籍政策、就业政策、住房保障政策、社会保障政策、教育政策对市民化意愿有影响且呈现正相关状态，即政策满意度越高越愿意市民化［32］。

从对三农领域的影响去看，既有研究同样聚焦在两个方面：一是涉农政策满意度对农业经营的影响。原正军与冯开文指出，持续推动农业领域生产要素的制度创新可促成农业内生的发展动力［33］；从农业补贴政策分析，罗万纯认为，只有出台并完善农业补贴相关的配套政策，才能调动农民的种粮积极性［34］；曹兰芳等学者［35］与赵静等人［36］通过研究林改政策满意度发现，林改配套政策满意度较高，则能够对农户的林业生产经营起到重要的牵引作用，不过，农户不同林业生产经营行为对各林改配套政策的感知度有所差异。二是涉农政策满意度对农村治理的影响，大致可以分为三个方向：其一，对村民选举与投票的影响。裴志军与陈珊珊将涉农政策满意度看成是制度绩效，他们发现，制度满意度和治理绩效感知能显著地正向影响村民参与村庄选举的积极性，且治理绩效感知在制度满意度对村民选举参与的影响中发挥中介作用［37］。郑广琯［38］同样对此展开过研究。其二，对征地执行的影响。李玉娇通过质性研究发现，在征地过程中，农民作为直接的利益承担者，其对征地政策的主观评价对征地政策的执行效果和进度具有重要影响［39］。其三，对基层矛盾调解的影响。一般而言，在政策制定与执行过程中协商程度较高，则矛盾纠纷就会减少。而协商过程往往能够影响农民对政策的满意程度。因此，有学者通过研究发现，农户对政策的满意度能够有效避免激化基层社会矛盾［40］。

通过梳理可以发现，公众对公共政策的满意度对国家治理、个人行为、农业生产经营与基层治理具有部分影响。基于此，本文以样本数据为基础，尝试从涉农政策满意度切入，在“心理—行为”的分析框架下，深入研究其对村民自治参与的影响，并提出研究假设：涉农政策满意度对村民自治参与具有显著的正向影响，即涉农政策满意度越高，其参加村民自治的可能性就会越大。

三、数据来源与研究设计

（一）数据来源与样本特征

此项研究的数据来源于华中师范大学政治科学高等研究院（中国农村研究院）“百村（居）观察”项目组2017年对全国31个省（含直辖市与自治区）3844位农民的样本数据。

表1 样本农民的背景特征

如表1所示，在此次调研的3844位样本农民中，来自东部农村地区的农民所占比重为26.12%、中部地区的农民占比为46.41%、西部地区的占比为27.47%；从性别比例看，女性农民占比为26.95%，男性则占到了73.05%；从年龄结构看，30岁以下及30—39岁的农户累计占比为6.86%、40—49岁的占比为20.06%、50—59岁的占比为31.76%、60岁及以上的占比为41.31%；从民族状况看，汉族农民占到了86.29%，而少数民族农民占比为13.71%；从婚姻情况看，已婚农民与其他婚姻状况的农民占比分别为89.78%和10.22%；从政治面貌看，党员农民占比为23.39%，非党员农民占比为76.61%；从政治身份分析，普通农民占比为87.02%，村干部占比为12.98%；从学历层次看，小学和初中学历的农民占比最大，分别为36.72%和38.80%。总体而言，此次抽样调查较为科学，能较为有效地反映样本的差异性，符合统计学的分析要求。

（二）变量设置与概念化操作

1.因变量。本项研究的因变量是农民参与村民自治的状况，而根据现有研究的常用考察指标［41］，村民自治主要表现为“五个民主”，即民主选举、民主管理、民主决策、民主监督和民主协商。这五项内容均以具体的题目反映在问卷中，即“您是否参与～”，答案设置为“是、否、记不清”。基于研究需要，笔者将选项“记不清”剔除①，并对其余两个选项进行虚拟化处理，将“是”赋值为1，“否”赋值为0。同时，鉴于以五项具体内容作为因变量考察村民自治的参与较为复杂，为了研究的便捷性，笔者运用SPSS主成分因子分析法②进行降维处理，并将其命名为“村民自治因子”。

2.解释变量。本项研究的解释变量主要包括核心自变量和控制变量，其中，核心自变量为农民对涉农政策的满意度。由于我国涉农政策项目相对较多，与农民日常生活关系较为密切的大体可归纳为九项，分别为：农村土地确权政策、农村土地征用政策、农村生二胎新政策、家庭联产承包责任制、农村户籍制度、新型农村养老保险、新型农村合作医疗、农村最低生活保障和农业补贴政策。在问卷中，分别对这九类政策进行满意度考察，答案设置为“很不满意、不太满意、一般、比较满意和非常满意”，并依次编码赋值为“1—5”。同样，鉴于自变量项目较多，笔者采取主成分因子分析法③对其降维处理，共得出两大公因子。其中，前五类政策为一个因子，后四类政策为另一个因子，分别将其命名为“综合性政策满意度”和“保障性政策满意度”。

3.控制变量。根据既有的定量研究经验，本文选取的控制变量主要包括：性别（男性=1，女性=0）、年龄（连续变量）、教育水平（连续变量）、职业（农业劳动者=1，非农劳动者=0）、政治面貌（党员=1，非党员=0）和家庭年收入（取对数）。此外，考虑到农户的家庭性质可能会部分地影响村民自治的参与状况，因此，本文将“是否为低保户、五保户”纳入到控制变量范畴。

（三）模型建构

为了定量研究涉农政策满意度与控制变量是否影响村民自治的参与，特建立如下函数关系：

Y（村民自治参与）=F（涉农政策满意度，控制变量）+δ （1）

由于研究的因变量为村民自治参与因子得分，属于连续变量，同时，自变量又属于二分类变量和连续变量，因此本研究拟采用多元线性回归（方程2）。为了验证研究假设，将建立以下纳入各变量后的线性回归模型方程：

以上Y代表因变量，即农民的村民自治参与；X1表示核心自变量涉农政策满意度；β1代表自变量的回归系数；Wi表示一系列控制变量；βn表示各控制变量的回归系数；a为常数，εi为随机误差项。

（四）描述性统计④

一是涉农政策满意度得分的均值比较。通过将因子得分进行百分制转换⑤，对综合性政策满意度与保障性政策满意度进行均值比较研究发现，我国农民对综合性政策满意度的因子得分值为59.1422分，而对保障性政策满意度的因子得分值为70.0469分，二者相差10.9047分。这意味着我国农民对涉农的综合性政策满意度得分相对较低，而对保障性政策的满意度较高。这就说明政府在推行综合性政策过程中还有较大的优化和改进空间。

二是村民自治的参与现状。从民主选举层面看，在3674个有效样本中，表示参加过上一届换届选举的农民占比为83.89%，表示未参加的比重为16.11%；从民主管理维度分析，在2861个有效样本中，表示参加过民主管理的农民占比为73.02%，而表示未参加过民主管理的占比为26.98%；从民主决策看，在3601个有效样本中，参加过民主决策的农民占比达76.06%，而未参加过的农民占比为23.94%；从民主监督方面考察，在2227个有效样本中，表示参加过民主监督的农民占比为40.14%，而未参加过的比重将近六成，高于前者19.72%；最后从民主协商层面分析，表示参加过民主协商的农民占比为23.53%，而未参加过的占比超过七成。不难发现，我国农民对于民主选举、民主管理与民主决策的能力相对更强，而对于民主监督与民主协商的参与能力则较为不足。

四、涉农政策满意度对村民自治参与影响的回归估计

（一）涉农政策满意度与村民自治参与

借助SPSS分析软件，运用多元线性回归模型对涉农政策满意度与村民自治参与的关系进行估计。首先利用VIF（方差膨胀因子）方法对解释变量进行多重共线性检验，结果显示VIF均小于2（根据统计学要求，当0＜VIF＜10时，模型的解释变量之间不存在严重的多重共线性，估计结果可以接受），说明本文模型不存在共线性问题。为了保证模型的稳健性，文章采取解释变量递进回归的方法，将人口学变量作为控制变量与核心解释变量依次放入回归模型中，得出2个回归模型：模型1只包含控制变量，模型2在模型1的基础上加入涉农政策满意度变量，整个回归模型的DW值为1.927，表明模型整体解释力较好（见表2）。从调整后R方可以看出，模型1的拟合度为17.8%；加入涉农政策满意度变量后，模型2的拟合度上升到19.3%，说明涉农政策满意度变量对因变量具有部分影响。

表2 涉农政策满意度对村民自治参与影响的多元线性回归估计结果

在模型1中，农民的性别、受教育水平、政治面貌和是否为低保户对农民的村民自治参与具有显著影响。其中，性别、受教育水平和政治面貌的估计系数显著为正，而是否为低保户的估计系数显著为负，这就说明前者对村民自治的参与为正向影响，后者与村民自治参与之间呈负相关。具体来看，相对于女性农民而言，男性农民参加村民自治的概率就会越高。从受教育层次看，农民受教育水平每增加1个单位，其参加村民自治的可能性就会增加0.8%；换言之，农民的受教育水平愈高，其参加村民自治的概率就会愈大。从政治面貌分析，党员农民相对于非党员农民而言，其参加村民自治的可能性更大。另外，低保户家庭的农民相对于非低保户家庭的农民来说，其参加村民自治的概率要小，原因可能在于其中存在某些不可抗力因素，如身体条件。上述四个变量在模型2中与村民自治参与的显著性关系并未发生根本性变化，说明这四大要素对农民参与村民自治的影响较为稳定。此外，农民的年龄、职业、是否为五保户和家庭年收入对村民自治的参与没有显著性影响。

在模型2中，我们引入了综合性政策满意度和保障性政策满意度两个变量。结果显示，综合性政策满意度与保障性政策满意度对村民自治参与均有显著的积极影响。一方面，农民对综合性政策满意度愈高，其参加村民自治的概率就会愈大。具体而言，农民对综合性政策满意度每增加1个单位，其参加村民自治的概率就会增加0.025倍。另一方面，农民参加村民自治的概率会随着其对保障性政策满意度的增加而增加，即农民对保障性政策满意度每增加1个单位，其参加村民自治的概率就会提高0.024倍。这也就验证了研究假设：农民对涉农政策满意度越高，其参加村民自治的可能性就会越大。同时，这也与过去的既有理论保持一致，即“政策因素表现出明显的功能性驱动，对国家治理绩效具有显著的影响”［42］。

（二）涉农政策满意度与村民自治参与的异质性

一般而言，人口学⑥差异会带来个体的行为选择差异。同时，我们假设不同家庭经济状况下的个人采取的行为选择也会有差异。因此，接下来本文将进一步探讨涉农政策满意度与村民自治参与关系关于性别、年龄和家庭年收入的异质性。

如表3所示，从性别分组的回归结果分析，综合性政策满意度与保障性政策满意度对男性农民的村民自治参与均有显著影响，但在女性样本回归中，综合性政策满意度与村民自治参与则无显著性关系，且回归系数为负值。原因可能在于相较于女性农民来说，男性农民对综合性政策满意度的感知力更强。从年龄分组的估计结果去看，综合性政策满意度与保障性政策满意度对老年农民的村民自治参与影响更显著，对青年农民的村民自治参与均无显著性影响，而对中年农民参与村民自治有显著影响的为保障性政策满意度。可能的解释是，青年农民相对于中老年农民而言，其对政策影响的感受程度较浅，而中老年农民对生活的阅历较为丰富，对政策的影响感受程度较深，这种不同认知往往会带来不同的行为选择以及不同行为选择的参与程度。从家庭年收入分组回归结果估计，涉农政策满意度在中等收入家庭组的回归系数显著，而对高收入家庭组的农民的影响并不显著。这就说明，对于高收入家庭的农民来说，不论是综合性政策满意度还是保障性政策满意度，对其村民自治参与的行为选择影响均不明显；而对于中等收入家庭农民而言，两类政策对其村民自治参与均有积极的促进作用。此外，就低收入家庭的农民而言，综合性政策满意度对其村民自治参与影响不太显著，而保障性政策满意度对其参与村民自治有正面的激励作用。这可能是由于低收入家庭的农民囿于经济条件有限，其更加关心保障性的涉农政策，如若满意度较高，则其政治参与的积极性就会提升。

表3 涉农政策满意度与村民自治参与的个人特征异质性分析

（三）稳健性检验

为进一步检验涉农政策满意度对村民自治参与影响结果的稳健性，本文依据“五个民主”进行分项回归估计⑦，从而避免可能存在的将五项内容进行降维后的因子得分带来的结果误差。如表4所示，在控制其他自变量不变的前提下，除了综合性政策满意度对民主协商不存在显著影响外，涉农政策满意度对五个民主均存在显著性影响水平，且回归系数均为正，与表2结果基本一致。这也就进一步验证了表2的研究结果，即农民对综合性政策与保障性政策的满意度越高，其参加村民自治的可能性就会越大。进一步挖掘研究数据可以发现，综合性政策满意度对民主决策的影响系数最大，系数值为0.171；而保障性政策满意度对民主监督的影响系数最大，系数值为0.298。这可能说明，综合性涉农政策与保障性涉农政策相对来说更能调动农民参与民主决策和民主监督的积极性与主动性。总体而言，本文的研究结果相对而言较为稳健。

（四）涉农政策满意度对村民自治参与的影响路径

根据前文的实证研究可以发现，涉农政策满意度在一定程度上能够优化村民自治的参与程度。但是，既有研究提示我们，一般而言，政治信任、政府信任等是影响公民政治参与的重要变量［43］。那么，这就启发我们进一步思考涉农政策满意度与村民自治参与之间是否存在着中间变量。换言之，涉农政策满意度对村民自治参与的影响途径究竟是什么？

张川川与胡志成认为，村民对当地政府的信任程度与民主选举之间呈显著性水平［44］。孙昕等人认为，影响村民参加村委会选举的一个重要因素是村民对政府的政治信任程度［45］。同时，还有学者研究发现，农民对政策的满意程度对其政府满意度有正向的显著性影响［46］。基于此，可以假定农民的政府满意度在涉农政策满意度与村民自治参与之间起着中介调节作用。接下来，我们引入政府满意度这一中介变量。鉴于问卷中的题项涉及到中央政府、省级政府、市县两级政府与乡镇政府四个等级的满意度，答案设置为“很不满意、不太满意、一般、比较满意和非常满意”，并依次编码赋值为“1—5”，在此依旧采取因子分析法⑧提取一个公因子“政府满意度因子”。首先，我们考察涉农政策满意度对农民政府满意度的影响情况，紧接着考察涉农政策满意度与农民政府满意度对村民自治参与的影响。

如表5所示，综合性政策满意度与保障性政策满意度对农民政府满意度的影响系数均为正，且显著性水平均为0.000，这就是说涉农政策满意度对农民的政府满意度有正向影响，即综合性政策满意度与保障性政策满意度越高，农民对政府的满意度亦会越高。进一步去看，在表6中，在控制其他自变量不变的情况下，当加入政府满意度变量时，保障性政策满意度对村民自治参与的影响水平并未发生根本变化（P≤0.01），但是综合性政策满意度对村民自治参与的影响水平却发生了明显改变（P＞0.05）。这就说明，农民的政府满意度在保障性政策满意度与村民自治参与之间起到了中介“桥梁”作用，且中介效应占到了总效应的52%；而其在综合性政策满意度与村民自治参与之间并未起到中介作用。这就从另一个层面说明，综合性政策满意度对村民自治参与的影响并不稳定；而保障性政策与民生息息相关，其更能影响农民对政府的满意度水平，因此对村民自治参与的影响相对来说更为稳定。

表4 稳健性检验

表5 涉农政策满意度与农民对政府满意度的关系

表6 涉农政策满意度对村民自治参与的影响途径

五、结论与讨论

涉农政策满意度是农民在特定时期对政府制定并实施的与“三农”领域息息相关的政策作出的主观评价，这种满意度评价对农民的政治参与，尤其是对村民自治的参与有着不可忽视的影响。本研究通过对既有文献的梳理，利用2017年“百村（居）观察”数据，对涉农政策满意度与村民自治参与之间的关系进行实证性研究，得出以下基本结论：一是涉农政策满意度可归因为综合性政策满意度和保障性政策满意度。其中，农民对保障性政策满意度的因子得分相对更高，分值约为70分；而农民对综合性政策满意度的因子得分则相对较低，分值不到60分，二者相差10个分值。这就启示我们，农民对国家推行的综合性涉农政策满意度还有较大的优化与提升空间，基层政府在落实综合性涉农政策时应当注意方式方法。二是涉农政策满意度与村民自治参与之间呈显著的正相关关系。在保持控制变量不变的情况下，农民对涉农政策满意度越高，其参与村民自治的可能性就会越大，村民自治有效性就会越强；反之，农民对涉农政策满意度越低，其参与村民自治的可能性就会越小，村民自治有效性就会越弱。进一步去看，涉农政策满意度对男性、老年、中等收入家庭农民的村民自治参与有更大的积极影响。此外，从影响路径看，保障性政策满意度主要通过提高农民的政府满意度来增强农民参与村民自治的积极性，而综合性政策满意度通过这一路径影响村民自治参与的表现并不明显。

根据研究结论，启示我们至少应从以下两方面来着手提高农民对涉农政策的满意度，进而促进村民自治的有效性。一是应完善涉农领域的相关政策。这就暗含有三层含义：第一，在政策制定时，要充分做好顶层设计工作，确保政策能够有效落地且可操作；第二，在政策具体执行时，需注重政策落实的方式方法，切不可强制盲目；第三，在政策推行后，应注意及时跟进，阶段性地收集农民和村干部的意见与态度，并渐进地进行调适。与此同时，还应做到因地、因情制宜，避免“一刀切”。在这里，尤为需要引起关注的是综合性涉农政策，如土地确权政策、土地征用政策等。二是注重提高农民的受教育水平，不断强化其政治认知能力和政治参与水平。一般而言，农民受教育层次越高，其对涉农政策的理解与吸收能力就会越强，政治认知和政治参与的水平就会相应提高［47］。此外，从村民自治本身去看，基层乡镇政府和村两委干部要善于利用政策效应激发村民参与到村民自治的自我管理、自我教育和自我服务中去，以此强化干群关系，推进乡村振兴。

最后，在上述研究发现基础上，可做进一步延伸性讨论。中国政治的本质是农民政治［48］。其中，涉农政策作为一种公共性政策，其议程设置与执行效果深刻影响着基层农民群众政治参与的深度、广度和效度。理论上看，基层在落实涉农政策过程中，若无法令农民群众满意，则会使这一公共性政策的初衷与目标大打折扣，进而会影响其参与村民自治的积极性和主动性；相反，若能够令农民群众满意，则会透过这一公共性政策强化其对上级政府的信心，进而会相应地深化其对基层政治的认可度，更有利于推动其参与至村民自治场域中。当然，需要说明的是，村民自治的有效参与受多重因素影响，涉农政策满意度仅是其中的影响因素之一。但这并不是说涉农政策满意度对村民自治参与的影响不太重要，相反，每一个影响村民自治有效参与的因素都不容忽视。期待学者们在未来能进一步推进并丰富村民自治有效参与的相关研究。

注释：

① 因选择“记不清”选项的样本量较少，剔除后不影响总体样本。

② 因篇幅有限，文中不再附表，如有需要，可向笔者索取。Bartlett的检验显著性水平为0.000，KMO=0.705。

③ 因篇幅有限，文中不再附表，如有需要，可向笔者索取。Bartlett的检验显著性水平为0.000，KMO=0.897。

④ 因篇幅有限，文中不再附表。如有需要，可向笔者索取。

⑤ 转换公式为：转换后的因子值=（原因子得分+X）*Y。其中，Y=99/（原因子得分最大值-原因子得分最小值），X=1/Y-原因子得分最小值。

⑥ 由于人口学变量相对较多，笔者在此采用较为常用的关键性自变量，即性别、年龄与经济状况作为研究参考。

⑦ 鉴于“五个民主”的分项内容作为因变量时的选项为二分类变量，此处的稳健性检验模型采用的是二元logistic回归分析法。

⑧ 因篇幅有限，文中不再附表。如有需要，可向笔者索取。Bartlett的检验显著性水平为0.000，KMO=0.671。