村民幸福感倒逼農村協商民主制度建設：基于薛定諤“貓生死疊加”原理

田立法 魏歡玲 時國美 程瑞 趙美琪 盧雯雯 李琳

摘? ?要：農村協商民主制度建設任務艱巨，表面看是國家行政政策客觀問題，細究則是農村長期形成的官僚固化與村民依順主觀問題。改善和加速農村協商民主制度建設，可基于量子力學的薛定諤“貓生死疊加”原理從村民幸福感入手，考量二者間的直接和間接糾纏態，進而對協商民主制度建設形成倒逼機制。對河南、安徽、廣西、四川及天津的60余個村莊進行了配對問卷調查，基于1244份村民和113份村干部的配對式問卷調查數據，采用頻數頻率分析與結構方程模型對協商民主、干群關系與村民幸福感的關系進行了統計分析。全樣本、女性樣本與不外出務工樣本的檢驗結果顯示：農村協商民主對村民幸福感提升表現為直接作用和間接作用共存的糾纏態，且干群關系是協商民主間接影響村民幸福感的中介變量。男性與外出務工樣本的檢驗結果顯示：農村協商民主對村民幸福感提升坍縮為以干群關系為中介變量的間接作用確定態。

關鍵詞：農村協商民主;村民幸福感;干群關系;糾纏態;坍縮

中圖分類號：C915 ? ? 文獻標識碼：A ? ? 文章編號：1008-2697（2019）06-0043-10

一、引言

習近平總書記在中共十九大報告中提出：“有事好商量，眾人的事情由眾人商量，是人民民主的真諦”。協商民主是實現黨領導的重要方式，是我國社會主義民主政治的特有形式和獨特優勢。當下，最要緊的是推動協商民主廣泛、多層、制度化發展，統籌推進政黨協商、人大協商、政府協商、政協協商、人民團體協商、基層協商以及社會組織協商。加強協商民主制度建設，形成完整的制度程序和參與體系，應首先保證人民在日常政治生活中有廣泛持續深入的參與權。

農村協商民主制度不完善、建設不到位時，會出現大量社會性不穩定問題。如《燕趙晚報》2017年4月1日報導：河北邯鄲武安市北安莊鄉某村的村干部依仗職權非法占用土地、搶奪他人資源，并同副支書、村支部委員合伙欺壓百姓，眾人敢怒不敢言。期間，有少數村民強烈抗議并向上級反映問題，但卻遭到毆打、威脅。除了某些村干部橫行鄉里霸占資源外，還有一些村干部在干部選舉時倚仗家族勢力“壟斷”選舉或賄選。

本文認為，農村協商民主制度建設與完善同村民幸福感息息相關，可以村民幸福感為抓手倒逼農村協商民主制度建設。但農村協商民主同村民幸福感之間可能表現為直接和間接關系糾纏的薛定諤“貓生死疊加”態，這就有必要明確哪些村民表現為直接關系、哪些村民表現為間接關系，同時有必要明確間接關系發生的中介要素是什么。這種以薛定諤“貓生死疊加”態為原理，基于直接與間接作用糾纏的事件結果解法在量子力學領域被稱作概率波坍縮。

本文擬基于來自全國60余個村莊的1131份村民和113份村干部的配對問卷調查數據：首先，驗證協商民主與村民幸福感之間是否表現為直接與間接作用糾纏的薛定諤“貓生死疊加”態，并明確間接作用發生時的中介變量是什么;然后，對村民按性別、是否外出工作進行分組，繼續揭示薛定諤“貓生死疊加”原理在協商民主作用于村民幸福感時直接與間接糾纏態是否會產生坍縮;最后，依據統計檢驗結果從干群關系及分組管理視角提出旨在推進農村協商民主制度建設的管理對策和建議。

二、文獻綜述與理論假設

（一）協商民主制度與村民幸福感的直接關系

受“包產到戶”責任制和村民自治中“經濟至上”觀念影響，農村功利主義表現強勢，而政治訴求與現代公民意識卻處于滯后狀態。有必要在農村推進協商民主制度，并通過制度化的建構，逐步改變中國農村的政治文化生態，實現農村社會更有效的治理（曲延春、陳浩彬，2017）。協商民主，是一種以審議為決策核心的民主形式。協商民主主要遵循的是共識決策和多數表決的原則，不同于傳統的民主理論，協商民主采用的是真正的審議，是一種普通民眾能夠通過討論、協商得出大部分人都同意的決策的形式，而不僅僅是投票表決。

在改革開放進程中，農村曾因協商民主制度不健全，出現一言堂、村霸、家族勢力執政干政等惡劣現象，導致村民“有話不能說、有話不敢說、說了遭報復”等不良風氣。中共十八大以來，明確了協商民主制度在我國社會主義民主政治發展過程中的重要地位和作用。在法律上保障了村民與村干部享有同等話語權、表決權和決策權的權益。近年來，協商民主制度開始陸續在農村決策村務時被采用，對村民幸福感提高發揮了重要作用。村民幸福感即村民所感到的幸福程度。農村協商民主主要通過以下兩個途徑影響村民幸福感。

第一，協商民主可保證人民在日常政治生活中享有廣泛、持續的參與權、話語權，促使官民雙向交流，賦予村民更多民主權利，從而通過保障村民基本權益來提高其幸福感。我國農村協商民主制度豐富了社會主義民主的形式、拓展了民主的渠道、提升了民主的內涵，是實行人民民主專政、保證人民當家作主的重要渠道（胡偉， 2018）。何包鋼和王春光（2007）指出，農村基層協商民主對改變村民的政治面貌、建設社會主義新農村、實現中華民族偉大復興的“中國夢”具有重大的現實意義。王婷等（2017）指出，協商民主有利于銜接基層農村政府管理體系與村民自治體系，其本身是官民雙向交流的過程。村民對農村治理體系正向參與可增強其對農村自治組織的認同感;基層黨組織和政府踐行群眾路線并提升人民滿意度的反向參與有利于村干部做出更符合人民利益的決策。在中國農村推進協商民主建設，賦予村民更多的民主決策權、民主管理權和監督權，可以更好地保障村民的基本權益，大大提高農村的民主水平和村民的幸福感。

第二，協商民主還可通過提供良好的公共生活，滿足村民“民主法治公平公正”的美好公共環境需求，從而提高村民幸福感。當下，村民正在從看重金山銀山的價值，向追求享受青山綠水藍天美好生活轉變（齊衛平、吳晨飛， 2018）。人們越來越認識到，如果缺少民主“法治”“公平”“公正”“安全”環境等方面需要的滿足，即使吃山珍海味、住別墅豪宅也沒有生活的美好感，物質財富已無法令村民從內向感受到真正的幸福。因此，新時代我國農村主要矛盾聚焦于解決制度發展不平衡不充分問題，必然超出經濟范疇，需要加強和推進上層建筑建設，尤其應以民主制度建設成效為考量標準，以滿足村民的真正幸福需求。李欣（2017）從價值契合、制度保障、技術支持三個方面論述協商民主對良序公共生活重要性時認為，協商民主明確了良序公共生活的價值導向，并提供了良序公共生活的制度規范和技術規則。

本文認為，健全的農村協商民主制度是村民主觀幸福感提升的主因，故提出假設1。

假設1：農村協商民主制度對村民幸福感具有正向直接作用。

（二）協商民主制度與村民幸福感的間接作用：干群關系的中介作用

干群關系指政府機關干部特別是各級領導干部和人民群眾的關系。其中，許多學者認為鄉村干群關系實質上是農民群眾和基層黨組織及政府的關系（涂靜等， 2009）。干群關系對于社會穩定的影響不可忽視，它直接關系到社會和諧、穩定與健康的發展（楊建華、張秀梅，2010）。農村曾一度缺乏完善的協商民主制度，村民權益無法得到有效保障。村干部利用手中權力謀取私利，導致村民利益受損、權利被侵犯。在協商民主制度下，村民可以真正當家作主行使權力，村干部不再被視為上級、官僚，而被看作是表達個人訴求、向上級反映民意的媒介和服務者。村干部權力有監督、行為有監管時，村民參與村里各項事務的權益才能被保護和落實。

協商民主制度建設通過提升村民對村干部的信任度，進而對村干部產生好感、拉近干群關系。凌銳燕（2014）認為，協商民主制度為干部和群眾雙向互動提供了平臺，釋放了更多公共決策空間給村民，通過征求多數人的意見更顯尊重少數人意見，培養了民眾的公民精神與民主技能，更擴展了信息供給的有效渠道，增強了決策的透明度，減少了決策中可能出現的腐敗問題。可見，協商民主制度對村干部而言是一種干部和群眾保持互動的群眾工作方法，有助于加速干群雙方相互了解、合作，并有助于提升彼此的信任度與認同感。廖煜娟和林麗（2017）認為，良好互動、和諧一致的干群關系是尊重民意、增強人民群眾獲得感和幸福感的必經之路。

但農村地區依然存在村干部服務意識淺薄、官本位思想泛濫，村民無法監督、無從監督、鄉鎮政府無力監督等問題。如，土地轉讓、買賣過程中出現貪污腐敗、霸權欺凌等問題（戰世港， 2018）。顯然，村干部的不當行為會嚴重破壞干群關系，致使干群關系緊張和惡化。樊耀華（2017）基于陜西省延安市的調查指出加強基層黨組織建設，處理好干部與群眾的關系有助于居民幸福感提升。李英（2018）也證實，和睦的干群關系會提高扶貧搬遷移民的心理和諧度和幸福感。何凌霄等（2017）指出，構建信任、互惠與合作的干群關系，使之成為提供農村公共品的潤滑劑，對農戶參與意愿激勵作用明顯。

上述分析說明，農村的協商民主制度通過保護公民權利、提高村民參與決策機會，進而在村民與村干部之間產生持久的信任度和認同感;而良好的干群關系有助于農村決策高效執行，是構建和諧穩定農村社會的保障，村民在此政策空間下生活勢必有著更高的幸福感。本文提出假設2。

假設2：干群關系在農村協商民主制度與村民幸福感之間發揮正向中介作用。

（三）不同類型村民的協商民主、干群關系與幸福感之辯

1. 男性與女性村民

受農村傳統觀念影響，男性作為一家之主，在參與農村協商民主事務及同村干部交流時機會要多于女性。女性在農村“做主”身份不被認同會嚴重挫傷了她們參與協商民主制度建設及在政治生活事務中發言的積極性。徐蘭蘭（2017）指出，在鄉村政治會場多數女性民意代表顯得比較拘謹和膽怯，發言時推三阻四，而在會場外她們卻異常活躍。第三期中國婦女社會地位調查數據也顯示，近七成農村婦女對“男人應該以社會為主，女人應該以家庭為主”的說法表示認同，認同率比10年前有了明顯提高（李文，2014）。此外，在農村敢于在政治生活中發表意見的女性，被群眾說成出風頭，太強勢。為了不被人詬病，有些女性村民即便對村務有意見或建議可能也會選擇沉默、“隨大溜”，甚至在協商民主決策環節違心投票。

此外，農村女性在遵從權威方面同樣高于男性，從而在幸福感提升方面表現出對協商民主制度更為直接地依從方式。如，農村協商民主制度在影響女性村民的幸福感時可能會直接發生作用，但影響男性村民幸福感時可能不會直接發生作用，而是通過其他中間因素間接影響。如，上述分析中指出的干群關系可能就是農村協商民主制度間接影響村民幸福感的中間因素。基于上述分析，本文認為女性村民的協商民主制度與幸福感關系可能表現出直接與間接作用糾纏的薛定諤“貓生死疊加”態。本文提出假設3a。

假設3a：女性村民的協商民主制度與幸福感關系會表現出不確定的糾纏態，男性村民的協商民主制度與幸福感關系會坍縮為確定的間接作用態。

2. 外出工作與不外出工作村民

伴隨城鎮化進程的加速，農村家庭出現了嚴重的生活撕裂現象。一方面是青壯年勞動力到城市打工或做生意，另一方面掙的錢足夠多時會選擇在城鎮買房。受城鎮化文化與制度環境影響，有外出工作經歷的村民接受進步思想觀念的機會多，且其自身政治素質也會在城鎮中得到更多培養機會。沈明生（2001）指出，外出工作的村民在經商、務工的過程中，開闊了眼界、學到了技術、學會了管理，并增強了政治參與意識和法律意識，這對自身政治文化素養提升意義重大，從而對農村的協商民主制度建設問題考慮更全面和客觀。徐增陽和甘霖（2005）認為，外出務工收入的增加使農民感覺到了自身價值和個人利益的存在性，并開始認識到保護個人利益的重要性， 進而對基層干部進行監督和約束的權益更為重視。

對于不外出工作的村民，除存在“畏官”現象外，且因自身文化素質、政治參與意識、民主權益主張性不高，故對協商民主建設引致的幸福感提升會表現出更高的敏感性（直接作用）（謝志平2003）。有城市體驗和流動經歷的村民，參與村務決策、監督村干部愿望更強，不會“盲從”，如在村委會選舉事項中希望選出被村民信賴、有能力的基層領導干部（徐勇， 2000）。有外出務工經歷的村民因對協商民主制度建設考慮更為周全和深入，會通過村干部的日常作風及干群關系來評估協商民主制度建設的效果，從而對自身的幸福感表現出間接作用。本文提出假設3b。

假設3b：不外出務工村民的協商民主制度與幸福感關系會表現出不確定的糾纏態，外出務工村民的協商民主制度與幸福感關系會坍縮為確定的間接作用態。

本文將理論假設中涉及的變量作用關系繪制在了圖1所示的理論框架中，后續進一步采用結構方程模型對這些變量間的作用關系進行實證檢驗。控制變量包括村民年齡、受教育程度、收入及家庭人口數。分類變量為性別和是否外出工作。

三、樣本數據與描述性統計分析

（一）樣本數據來源及特征

在2018年7 月至2018 年9月，成員利用暑期時間，通過相關的社會關系，對四省一直轄市（包括河南，安徽，廣西，四川，天津）的60個村莊進行了問卷調查。被調研對象均為本土農村人員，填答完畢調查問卷后直接交回給問卷發放人。每村發放20份村民問卷和2份村干部問卷，收回1277份村民問卷和114份村干部問卷，其中34份問卷填答不完全，被剔除。最后得到1244份村民問卷和113份村干部問卷，問卷有效率分別為97.4%和99.9%。

（二）頻數與頻率分析

因村干部數據不是本文統計分析的重點，故后文不展示統計描述與分析的結果。在群眾問卷的前7個問題中分別對其性別、年齡、婚姻、外出工作、學歷、家庭人口數、家庭年收入進行了調查，除年齡、家庭人口數、家庭年收入為填空題外其他均為單項選擇題，把年齡按0-20歲、21-40歲、41-60歲、61-80歲、81-100為5組，將家庭人口數按1人、2人、3人、4人、5人、6人、7-20人分為7組，將家庭年收入按0-0.5萬、0.5-2萬、2.1-4萬、4.1-6萬、6.1-8萬、8.1-10萬、10.1-20萬、20.1-30萬、30.1-40萬分為9組。具體統計結果如表1所示。

從表1可以看出，調查結果有如下幾個特點：男女比例基本相同;絕大部分都成家;大多數村民以在家務農、養殖為主，少部分外出工作，符合農村基本特征;隨著學歷的增高，人數明顯的減少，最多的學歷為小學，符合農村人口特征;家庭人口數主要集中于3-6人，少量家庭人口達到一戶十幾人;家庭年收入0.5-2階段人最多，大多數集中在0.5-8萬，特別富裕的家庭和特別貧困家庭較少。

（三）變量測度

1. 協商民主

本文使用李克特量表測度協商民主變量，共包括8個題項，對這8個題項取平均值來表示協商民主變量值。在設計協商民主量表時參考了翟軍亮等（2014）設計的協商民主化量表，共包括8個題項，采用5點李克特形式測度，題項回答分別為“非常同意、同意、一般、不同意、非常不同意”。

2. 干群關系

本項同樣使用李克特量表測度干群關系變量，共包括6個題項，對這6個題項取平均值來表示干群關系變量值。在設計干群關系量表時參考了劉明興等（2008）設計的基層干群關系量表，包括3個題項，本文將這3個題項擴展成了6個題項，采用打分法的形式測度，題項回答從1分至10分，分值越高干群關系越好。

3. 村民幸福感

本項同樣適用李克特量表測度村名幸福感變量，共包括5個題項，對這5個題項取平均值來表示村民幸福感變量值。在設計量表時參考了曲延春和陳浩彬（2017）設計的村民幸福感量表。包括5個題項，題項回答從1分至10分，分值越高村民幸福感越高。

4. 控制變量

控制變量包括村民性別、年齡、婚姻、學歷、外出工作、家庭人口數、家庭年收入7個變量。年齡、學歷、家庭人口數、家庭年收入為取自然對數后的變量值。其中學歷變量以6代表小學、9代表初中、12代表高中或中專學歷、15代表大專學歷、16代表本科學歷、19代表碩士及以上學歷。以性別、外出工作作為類別變量，使用虛擬變量方式設置控制變量，1代表男性或外出工作，0代表女性或在家。由于婚姻中未婚人數過少，所以不做類別變量。

（四）可靠性分析

可靠性分析包括2個步驟：第一步，探索性因子分析;第二步，信度與效度檢驗。

1. 探索性因子分析

探索性因子分析的目的是將調查問卷中的量表題項進行合并，進而用于表示理論假設中的變量，但題項載荷須在同一因子上有最大載荷值時才能形成構念用于表征變量。探索性因子分析結果顯示，KMO值為0.950，巴特萊特球形檢驗P值為0.000，說明樣本數據適合進行因子分析。本文探索性因子分析結果如表2所示，包括3個因子：因子1在8個題項上有最大載荷值表征協商民主變量;因子2在6個題項上有最大載荷值，表征干群關系變量;因子3在5個題項上有最大值，表征村民幸福感變量。

2. 信度檢驗

本文使用克朗巴哈a信度系數測度樣本數據的內部一致性信度，。量表總體及協商民主、干群關系與村民幸福感三個潛變量的克朗巴哈a信度系數依次為0.954、0.946、0.985、0.951，均在0.9以上，說明量表數據有著較高的內部一致性。

四、結構方程模型回歸分析

（一）變量的描述性統計分析

本文將農村協商民主、干群關系和村民幸福感的相應的三個部分題目的算術平均值作為多重構念結果，與控制變量一起做進行描述性統計入表3所示。

從表3可以看出，協商民主對干群關系的相關系數為0.613**，正相關且顯著，可見農村協商越民主，干群關系越好。干群關系與村民幸福感的相關系數為0.672**，正向且顯著，說明農村的干群關系越和諧，村民的幸福感就越高。協商民主與村民幸福感的相關系數為0.492**，正向且顯著，說明農村協商越民主，村民幸福感就越高。村民幸福感與家庭人口數的相關系數為-0.059*，負向且顯著，說明農戶家庭人口越多，村民的幸福感就越低。村民幸福感與家庭年收入的相關系數為0.355**，正向且顯著，可見農戶的家庭年收入越高，村民的幸福感就越高。村民幸福感與年齡的相關系數為-0.105**，負向且顯著，可見村民年紀越小，村民的幸福感就越高。村民幸福感與學歷的相關系數為0.350**，正向且顯著，可見村民的學歷越高，村民的幸福感就越高。

（二）結構方程模型

本文共構建5個結構方程模型來檢驗理論假設，采用AMOS 18.0軟件對樣本數據進行統計分析。第1個結構方程模型為總樣本模型，第2個結構方程模型為男性樣本模型，第3個結構方程模型為女性樣本模型，第4個結構方程模型為外出工作樣本模型，第5個結構方程模型為不外出工作（在家）樣本模型。5個結構方程模型各項指標的擬合情況見表4。

1. 全樣本結構方程模型

以協商民主為自變量、干群關系為中介變量、村民幸福感為因變量，年齡、學歷、家庭成員數、家庭年收入為控制變量，使用全部樣本數據對構建的結構方程模型1進行回歸分析，如圖2所示。圖2中的路徑系數為標準化路徑系數，各項指標的擬合結果見表4。從表4可以看出，擬合情況較佳。

從圖2可以看出協商民主對村民幸福指數的直接影響系數為0.01，正向不顯著;協商民主對干群關系的直接影響系數為0.62***，正向非常顯著;干群關系對村民幸福感的直接影響系數為0.59***，正向非常顯著。可見，協商民主不能直接影響村民幸福感，干群關系在協商民主與村民幸福感之間發揮正向中介作用，即協商民主對干群關系的作用是正向的，干群關系對村民幸福感的影響也是正向的。說明，協商民主不一定總能直接提升村民幸福感，但可以通過中介變量干群關系來發揮正向作用。可見，假設2、假設3被證實，假設1被反向證實。

2. 男性樣本AMOS模型

以協商民主為自變量、干群關系為中介變量、村民幸福感為因變量，年齡、學歷、家庭成員數、家庭年收入為控制變量，使用男性樣本數據對構建的結構方程模型2進行回歸分析，如圖3所示。圖3中的路徑系數為標準化路徑系數，各項指標的擬合結果見表4。從表4可以看出，擬合情況較佳。

從圖3可以看出，在以男性分組時，協商民主對村民幸福指數的直接影響系數為-0.05，負向不顯著;協商民主對干群關系的直接影響系數為0.63***，正向非常顯著;干群關系對村民幸福感的直接影響系數為0.62***，正向非常顯著。可見，在以男性分組時的情況和總樣本類似，協商民主不能直接提升村民幸福感，但可以通過中介變量干群關系來發揮正向作用。

3. 女性樣本AMOS模型

以協商民主為自變量、干群關系為中介變量、村民幸福感為因變量，年齡、學歷、家庭成員數、家庭年收入為控制變量，使用女性樣本數據對構建的結構方程模型3進行回歸分析，如圖4所示。圖4中的路徑系數為標準化路徑系數，各項指標的擬合結果見表4。從表4可以看出，擬合情況較佳。

從圖4可以看出，在以女性分組時，協商民主對村民幸福指數的直接影響系數為0.20***，正向非常顯著;協商民主對干群關系的直接影響系數為0.65***，正向非常顯著;干群關系對村民幸福感的直接影響系數為0.55***，正向非常顯著。可見，在以女性分組時的情況和總樣本不同，協商民主既可以直接提升村民幸福感，也可以通過中介變量干群關系來提升村民幸福感。聯立圖3可見，假設4被證實。

4. 外出工作樣本AMOS模型

以協商民主為自變量、干群關系為中介變量、村民幸福感為因變量，年齡、學歷、家庭成員數、家庭年收入為控制變量，使用外出工作樣本數據對構建的結構方程模型4進行回歸分析，如圖5所示。圖5中的路徑系數為標準化路徑系數，各項指標的擬合結果見表4。從表4可以看出，擬合情況較佳。

從圖5可以看出，在以外出工作分組時，協商民主對村民幸福指數的直接影響系數為0.01，正向不顯著;協商民主對干群關系的直接影響系數為0.69***，正向非常顯著;干群關系對村民幸福感的直接影響系數為0.63***，正向非常顯著。可見，在以外出工作分組時的情況和總樣本類似，協商民主不一定總能直接提升村民幸福感，但可以通過中介變量干群關系來發揮正向作用。

5. 不外出工作樣本AMOS模型

以協商民主為自變量、干群關系為中介變量、村民幸福感為因變量，年齡、學歷、家庭成員數、家庭年收入為控制變量，使用不外出工作樣本數據對構建的結構方程模型5進行回歸分析，如圖6所示。圖6中的路徑系數為標準化路徑系數，各項指標的擬合結果見表4。從表4可以看出，擬合情況較佳。

從圖6可以看出，在以在家分組時，協商民主對村民幸福指數的直接影響系數為0.14***，正向非常顯著;協商民主對干群關系的直接影響系數為0.61***，正向非常顯著;干群關系對村民幸福感的直接影響系數為0.54***，正向非常顯著。可見，在以在家分組時的情況和總樣本不同，協商民主既可以直接提升村民幸福感，也可以通過中介變量干群關系來提升村民幸福感。聯立圖5可見，假設5被證實。

從控制變量的路徑系數可知，變量系數均顯著，均為正向作用。

五、研究結論

（一）農村協商民主制度對村民幸福感提升存在糾纏態現象

從圖2的總體樣本、圖3的男性樣本、圖5的外出工作數據可知，農村協商民主對村民幸福感的直接影響系數分別為0.01、-0.05和0.01，且均不顯著，說明農村協商民主制度與村民幸福感之間不存在糾纏態。但從圖4的女性樣本和圖6的不外出工作樣本可知，農村協商民主制度對村民幸福感的直接影響系數分別為0.20***和0.14***，且均顯著。同時，協商民主對干群關系及干群關系對村民幸福感的影響系數也均顯著。說明，對于女性和不外出工作村民群體，協商民主制度建設在提升他們幸福感時表現出直接和間接共存的糾纏態。該研究結論同何包鋼和王春光（2007）研究結論基本一致。農村進行協商民主制度建設是一個長期的過程，有助于提高村民幸福感，但可能在一定時期或特定村民群體中沒有坍縮出直接作用態。

（二）農村協商民主制度可通過改善干群關系進而提升村民幸福感

從圖2至圖6均可知，干群關系在協商民主制度與村民幸福感之間發揮正向中介作用，說明協商民主制度對村民幸福感的間接作用很顯著。尤其在總樣本、男性樣本與外出務工村民樣本中，干群關系在協商民主制度與村民幸福感之間發揮完全中介作用。該研究結論與王露蓉等（2018）的研究結果一致，說明基層協商民主的發展緩和了干群關系，基層協商民主為領導干部提供了一個向群眾解釋政府行為的平臺，大家相互理解、相互信任，增強群眾民主意識和參政意識的同時提升了村民的幸福感。協商民主從源頭上保障了村民參與民主決策的權益，村委會得以回歸“執行者”或“仆人”的本源位置，即頂層制度設計避免了村委會成員濫用權力仗勢傷害干群關系的可能性（張善柱、程同順，2016;正一龍， 2014）。

（三）農村協商民主制度對男性村民幸福感的作用坍縮為明確的間接作用

從圖3男性樣本模型可以看出，協商民主對村民觀幸福感的影響完全通過干群關系實現，說明協商民主需先提高干群關系才能進一步提高男性村民的幸福感。薛定諤“貓生死疊加”糾纏態坍縮為明確的間接作用。協商民主制度建設改變了過去女性“不能拋頭露面”的性別歧視“潛規則”，且極大增加了女性村民參與集體事務活動的機會。女性遵從權威和對制度變化敏感性強于男性，故協商民主可直接提升女性村民幸福感。而男性在農村歷來是一家之主，村中各項事務的商議、投票決策等都由男性村民作為家庭代表直接參與，使得男性村民對農村協商民主制度建設的敏感性較弱，能否提升其幸福感有賴于他們同干群關系的質量。

（四）農村協商民主對外出務工村民幸福感的作用坍縮為明確的間接作用

從圖5的外出工作樣本模型可以看出，協商民主對村民幸福感的影響完全通過干群關系實現，說明協商民主需先提高干群關系才能進一步提高外出工作村民的幸福感。薛定諤“貓生死疊加”糾纏態坍縮為明確的間接作用。在家村民對制度變化敏感性要強于外出工作村民，故農村協商民主制度建設可直接提升在家村民的幸福感。外出務工的村民更多是文化素質較高，綜合能力較強的村民，在城鎮見識到更為完善民主制度的機會多，農村剛剛實施的協商民主制度可能無法直接影響他們的幸福感，而是有賴于其對干群關系的考量。

六、研究建議

（一）在農村強化協商民主制度建設應將干群關系改善作為重要事項

協商民主制度建設除強化農村各項規章制度建立、健全工作外，還應注重村民內心感受強化，尤其應構建良好的干群關系與和諧氛圍。“心系群眾魚得水， 背離群眾樹斷根”預示在農村強化協商民主制度建設的首要任務是干群關系改善，原因是多數村民在考慮協商民主制度建設是否會提升幸福感時首先回憶的是干群關系質量如何。村干部樹立正確的政績意識，以“全心全意為人民服務”為宗旨管理村中事務，并消除“官本位”思想、充分發揮協商民主制度規范行事，勢必會極大提升干群關系的穩定性和持久性。

（二）農村協商民主制度建設應大力保障女性村民的決策參與和話語權

女性村民在政治生活中發聲意愿低除缺乏自信外，主要原因是受農村傳統觀念“男主外女主內”影響。女性自信心缺乏源于女性畏懼“出頭”會給“名聲”帶來社會負面評價的錯誤認知，應當鼓勵女性樹立參與村中民主制度建設及各項集體事務決策的正確認知與積極性。表達個人意見是每一名村民享有的法定權益，不受性別等因素的限制。此外，可專門針對女性村民在參與村務表決時設置“婦女意見組”單獨進行，為女性村民解除傳統認識束縛，暢快表達意愿提供便捷渠道。

（三）農村民主制度建設應更為重視在家村民的決策參與和話語權

在家不外出工作的村民往往以老人、孩童、無一技之長等弱勢群體為主，對村中各項事務及決策有著較高的順從性和依從性，缺乏質疑、協商等個人權益保障意識。原因可能是在家村民受“官本位”思想影響，認為按照村干部意愿行事、少提不同意見是避免“官司”、保護自我的最佳做事方式。因此，法治社會下農村大力著手協商民主制度改革，應消除在家村民“畏官”“躲官”的錯誤認知，通過宣傳和引導幫助他們樹立起正確的協商民主制度建設認識，讓他們也能正常參與到“群策群力”的村務中來，并鼓勵他們多參與多建言。

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（責任編輯：羅湘龍）