農村集體產權制度改革對村莊民主的溢出影響*
——基于18省87村1657位農戶調研數據的實證研究

□ 胡偉斌 黃祖輝

內容提要 村莊民主是鄉村實現有效治理的重要基礎。本文在理論分析基礎上，運用18省87 村1657 位農戶的調研數據，分析了集體產權制度改革對村莊民主的溢出影響及作用機理。研究發現，以股份合作制改革為主要形式的農村集體產權制度改革對村莊民主具有增進效應，能顯著促進村莊民主化治理，并且在村莊和農民個體層面均存在一定的異質性。通過機制分析發現，改革除對村莊民主的增進影響具有直接效應外，還通過提高農戶的民主認知來間接促進其民主參與行為。

一、引言

我國幅員遼闊、人口眾多，除國家事務外，還存在大量社會事務，人民群眾通過自主聯合來處理好自己事務，也就出現了社會自治 （徐勇，2022）。發軔于上世紀八十年代初的村民委員會，就是順應農村基層社會自治需要由農民自發組建起來的。盡管村民自治制度的最初動機主要是為了解決人民公社解體后村級組織癱瘓與公共權威缺失的問題（郎友興，2002），但在之后的不斷實踐中，村民自治的民主性和個體民主權利逐漸得到增強。民主選舉是我國農村基層民主建設的重要組成，體現了村民對村莊政治事務自我作主的權利訴求。但現實村莊選舉中仍存在村民投票與精英主導并存、選舉后村民較少參與村級治理（黃博，2021）以及村干部在選舉中出現共謀等現象，對村莊民主發展和鄉村治理產生了不良影響，包括抑制年輕精英進入村莊治理的渠道、削弱自治組織的治理權威、惡化村莊治理環境（唐京華，2019）。因此，要加快推進鄉村人民民主建設，增強農民民主意識，提高農民群眾參與民主政治建設的能力，使之轉化為建設和發展鄉村的創造活力，為鄉村治理有效和全面振興發展夯實基礎。

農村集體產權制度改革是繼70年代末家庭聯產承包責任制之后的又一次農村經濟體制的重大創新。股份合作制改革是農村集體產權制度改革的重點任務和核心內容，即在清產核資和成員界定基礎上，將集體經營性資產折股量化到人、落實到戶。改革不僅有效增強了集體經濟組織活力，促進集體創收和農民增收，同時也推進了村莊權力關系重構，賦予了農民更多政治與經濟權利，提升農民對參與村莊治理的意識與能力，豐富了村莊協商民主的有效實現形式（張紅宇，2020）。但集體產權制度改革究竟如何促進村民的民主意識和參與，形成對村莊民主的溢出效應，已有研究并未作深入解析和論述。本文創新性地從產權變革引致民主認知變化的視角來構建理論分析框架，使用全國18 個省87 個村莊1657 個農戶的調研數據和計量模型實證檢驗農村集體產權制度改革對村莊民主的溢出影響，據此為集體產權制度改革深化和農村基層民主建設的協同推進提供更寬廣的思路，這使本研究既蘊含一定的文獻價值，又具有重要的理論與現實意義。

二、文獻回顧

村民自治常被學者們視為中國本土化的基層民主形式，而村莊選舉是中國基層民主治理的重要內容，已經成為村莊政治生活中最重要的事件，對中國農村的政治經濟格局產生了重要的影響（Zhang et al.，2004； 孫昕等，2007），其重要意義在于建立起了一系列體現公平公正的選舉制度和程序。選舉制與任免制導致干部會呈現不同的行為表現（Janvry et al.，2012），民主選舉產生的村干部對村民更負責、處理村務也更具有責任心（Martinez-Bravo et al.，2011），能夠在任期內實施更多的公共項目（Luo et al.，2010）。廣大農民之所以對選舉傾注很大熱情，主要是因為選舉可以增進村委會與村民之間的聯系與互動，激勵村委會更努力地回應村民需求和提升村委會的治理水平（Luo et al.，2007），從而不斷改善和提升村莊的經濟社會發展水平。

村莊民主的影響因素大致分為村莊和農戶個體兩個層面。第一，從村莊層面而言，村莊的經濟發展水平（O’Brien，1994）、產業結構與村級經濟開放程度（Oi，2000）、選舉規范實施程度（胡榮，2006）、村干部政績表現（鄭廣琯，2017）、經濟利益激勵（錢文榮等，2021）等因素會影響農戶的民主參與。此外，宗族力量也被視作影響民主參與的一個重要因素。一般而言宗族組織作為一種本土性資源能促進村莊民主（孫秀林，2008），提升村莊選舉過程的公正性和民主性（肖唐鏢，2011）。但如果存在多個宗族且勢力相當的情況下，由于受到宗族非理性的認同、相互利益沖突以及顧慮到面子等因素影響，會出現非合作博弈并最終導致選舉失敗（秦勃，2010）。第二，從農戶個體層面而言，村民對政治的興趣程度、參與政治活動的能力與意識，以及對現任村干部表現評價（Shi，1999）、是否在村莊內從業（Oi，2000）、年齡、性別、政治面貌和是否為村干部（胡榮，2006）、信息透明（Casey，2015）、賄選（Still & Dusi，2020）等因素都能影響農民選舉參與。教育程度也是影響民主參與的因素，但學者研究結論不一，如Bahry & Silver（1990）發現教育水平與民主參與是負相關關系，Dee（2004）卻認為教育水平能顯著提升農民的民主意識和民主參與，而張同龍和張林秀（2013）實證發現教育程度和參加投票的概率之間呈倒U 型關系。

以股份合作為主要形式的農村集體產權制度改革，近年來對其的研究也逐漸從經濟層面向社會層面延伸，開始有學者從制度變遷或產權變革視角來探討對村莊民主參與等問題的影響，如鄧大才（2015；2021）、黃祖輝（2018）、張紅宇（2020）等。盡管這類研究已經觸及農村集體產權改革對村莊民主影響的討論，但大多局限于理論表述層面，更囿于數據或方法的限制，沒有對內在機理作進一步闡析。本文嘗試在理論分析的基礎上運用調研數據進行實證研究，以探析股份合作制改革對村莊民主的內在影響機理，有利于彌補這方面研究的不足。

三、理論分析與假設提出

（一）農村集體產權制度改革的民主增進效應

在城鎮化、工業化快速發展的背景下，一邊是集體經濟實力逐漸增強但因為產權不清晰而進一步發展受限和農民財產權益受損，另一邊是農民對村集體資源、資產、資金的經營管理充滿了猜忌和不滿，造成農村干群關系緊張，影響社會穩定。緣此，2014年起我國政府逐步在全國范圍內推進以清產核資、明確債權債務、資產量化、股權設置、股權管理、 收益分配等為主要內容的農村集體產權股份合作制改革（下文也稱股份合作制改革）。①從實踐來看，近幾年來改革不僅大幅提高了集體和農民收入，也對村莊民主產生了重要影響。主要體現在以下幾個方面：第一，改革過程中，很多具體事項需要以民主形式反復討論決定，促進了村干部和村民的民主意識和村莊民主氛圍。第二，改革增強了集體經濟組織成員的所有者身份和主人翁地位，增進成員對集體的組織關聯、經濟關聯和社會關聯。身份認同和利益強化也促進了個體對集體事務的民主意識和參與，包括事前參與決策，事中參與管理，事后參與監督等。第三，改革也強化了村莊內部的委托代理關系，強化了集體資產的民主監督管理機制，有效抑制村干部在管理村莊過程中的道德風險，避免在集體資源、資金和資產經營管理上出現“一言堂”和權力尋租等現象，緩減農村社會中緊張的干群關系，推動農村基層民主建設。第四，改革優化了村莊治理體系。改革以后新成立的村（社區）股份經濟合作社內部都建立起了比較規范的“董事會、監事會和股東代表大會”的“三會制度”，用股東民主表決制來代替原來的干部家長制，以章程、合同、群眾監督等制度規范股東的行為，代替原來的以權力約束村民的行為（張紅宇等，2020）。股份經濟合作社建立的民主化制度會從經濟領域向政治、社會等領域延伸，推動村莊整體的民主化發展。基于上述分析，本文提出假設1： 農村集體產權制度改革能夠增進村莊民主的溢出效應，促進農民對村莊事務的民主參與。

（二）民主認知的中介效應

農村集體產權制度變革后，村莊在經濟發展和社會治理過程中民主化傾向會增大，在一些重大問題上，會更注重民主決策、民主處理的作用，這使得農民參與民主活動的機會和意識也相應增加，有利于培育其良好的民主認知和民主習慣。盡管有時候這種民主認知可能不是實質性而更多是一種程序性的，但對于推進村莊治理民主化仍具有重要意義。選民的主觀意識（包括選民對自己參與政治的興趣與能力以及選民對外在政治制度的認知均對選舉參與有著重要影響 （Aderson et al.，1994），民主認知提升可以有效增進民主參與。農村集體產權制度改革提高了農民的民主認知水平，從而促進其對村莊民主活動的參與。基于上述分析，本文提出假設2：民主認知在農村集體產權制度改革對村莊民主的影響中，起到正向的中介作用。

綜上，股份合作制改革對民主參與的影響可能包括了直接影響和中介影響，具體影響機制可概括為圖1 所示的分析框架。

四、研究設計

（一）數據來源

本文研究所使用的數據來自浙江大學中國農村發展研究院（CARD農村社區治理研究團隊于2018年在全國范圍內組織的一次較大型的村社和家戶調查，受訪對象為我國不同類型的農村社區中大于15 周歲的農村居民，調查樣本分布于全國18 個省（自治區、直轄市），覆蓋了國家統計局所劃分的東、中、西部和東北地區，具有較好的代表性。具體包括天津、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、安徽、江西、河南、河北、云南、四川、甘肅、廣西、寧夏、貴州、西藏、遼寧。調研村莊和農戶主要為隨機抽取，每個村社調研包括1 份村莊（社區）問卷、2 份村兩委主要干部問卷和20 份農戶問卷，為保證調研質量，問卷還設有關鍵變量的校驗問題。剔除部分經檢驗無效的樣本后，村莊有效樣本量為87 個，農戶有效樣本量為1657 份。

（二）變量設置與說明

根據前文理論分析，主要變量確定如下：

1.因變量。村民對村莊自治的民主參與是本文研究的重要測度，而村委會選舉是村莊民主自治的重要表征。本文借鑒苑鵬和白描（2013）的研究，通過問卷中詢問“在本村上一次村主任選舉，有無參加投票” 來考察樣本農戶對村莊事務的民主參與情況。

2.關鍵自變量。因為集體經營性資產股份合作制改革是農村集體產權制度改革的核心內容和主要形式，本文關鍵自變量為股份合作制改革，主要通過詢問“您所在的社區是否已實行集體經營性資產股份合作制改革？ ”和“村里是哪一年開始實行集體經營性資產股份合作制改革的？”來進行識別。之所以不用“改革是否已完成”來識別，原因在于大多數受訪者對改革完成缺乏統一的認識，尤其是東部沿海地區村莊的股份合作制改革一直是以階段性動態演進的，如浙江省杭州市原江干區股份合作制改革始于上世紀末，改革也從最初的“股份合作”1.0 版本升級為“股社分離”的3.0 版本。因此，本文用是否進行了改革以及改革經歷年數進行識別。

3.中介變量。本文中介變量為普通農戶的民主認知，通過農戶對村委會選舉規則的認知水平進行測度。農戶認知水平的測度采用是非判斷的問法，包括以下九個問題：①村委候選人必須由村民提名；②必須采取差額選舉；③村主任候選人必須進行公開競選演講；④在本村居住，但戶口不在本村的居民沒有選舉權和被選舉權； ⑤村主任不能連任超過三屆； ⑥村主任的年齡不能超過一定限制；⑦必須設立流動投票箱；⑧必須允許代理投票；⑨候選人名單在選舉投票前必須進行公示。根據受訪者的回答進行統計，每題答對累計一分并進行匯總。

4.控制變量。控制變量同樣分為農戶個體特征變量和村莊特征變量兩類。個體特征變量主要包括受訪對象的年齡、是否農業經營、是否為村民代表以及生活水平認知。村莊層面的控制變量主要包括村莊的人口規模、人均可支配收入、村莊類型、選舉起始年份和宗族勢力等。但有別于其他研究，宗族勢力控制變量并不以第一大姓占比或是有無宗祠來測度（郭云南等，2014），而是以本村村委會選舉是否受到宗族勢力影響來進行控制。此外還加入地區虛擬變量以消除地區差異的影響。表1 為主要變量的基本定義及統計特征描述。

（三）描述性統計分析

總體而言，樣本農戶中有26.3%的農戶所在的村莊進行了股份合作制改革，這一比例也比較符合當時全國正在推進的農村集體產權制度改革的村莊比例。表1 還給出了樣本總體的變量均值以及標準差。樣本農戶參與村委會選舉的比例達到45.8%，民主認知的水平在3.6 左右。此外，受訪者的平均年齡約為47.48 歲，38.8%的農戶以農業經營為主。從村莊特征來看，30.1%的村莊在村委會選舉中受到宗族勢力的影響，說明當前農村中，宗族組織對鄉村治理仍有著不可低估的力量；樣本村的村委會選舉歷史均值為20.61年，這與1998年起正式頒布《村民委員會組織法》，規定村委會選舉產生的年份差不多吻合。

表1 變量的描述性統計

表2 給出了股份合作制改革與否各變量的均值差異。與沒有改革村莊的農戶相比，所在村莊已經改革的農戶的民主參與高0.105，且在1%統計水平上顯著，而民主認知高0.089，且在5%水平上具有顯著性。這一差異初步說明，改革對村莊的民主增進具有顯著的正向作用。從農戶個體特征變量均值差異來看，除了年齡差異不明顯外，改革對農業經營、 村民代表和收入水平認知的差異都比較顯著，其中農業經營的差異是負的，這符合改革先行地區經濟發展水平相對較高的現實，這些地區農戶就業范圍比較廣，從事非農行業或兼業的機會較多。從村莊特征變量的均值差異來看，已經改革的村莊在人口規模上的均值不及未改革村莊，在人均可支配收入上要高出0.61 且在1%水平上顯著，這有可能是改革的村莊原先就比較富裕或是改革釋放了經濟動能從而促進村莊經濟發展。改革地區的村委會選舉歷史要提早兩年，一定程度上可以反映出改革地區的民主基礎可能較高，因此將其在模型中加以控制是十分必要的。以上結果初步給出了股份合作制改革與否的基本差異，下文將進一步通過嚴謹的計量分析加以論證。

表2 股份合作制改革與否各變量的均值差異

（四）模型構建與內生性討論

1.基準回歸模型。本文重點考察股份合作制改革對村莊民主增進的溢出影響，所選取的因變量村民是否參與投票為二值離散型變量。因此，選取Probit 方法來進行多元回歸分析。基本模型設定如下：

上式中i 表示農戶個體，Demoi為第i 個農戶對所在村莊的選舉是否參與，Col_reformi表示第i個農戶所在的村莊是否進行了農村集體經營性資產股份合作制改革，Zi表示農戶特征和村莊特征的控制變量，Ai為地區虛擬變量，μi為隨機誤差項。

2.中介效應模型。根據前文分析，民主認知可能在股份合作制改革對民主參與的影響中存在中介影響。檢驗方法主要參照溫忠麟和葉寶娟（2014）關于中介變量的新檢驗思路，在方程（1）的基礎上構建以下方程。

在中介效應檢驗中，基準回歸方程（1）可以給出股份合作制改革對民主參與的總效應。方程（2）考察股份合作制改革對民主認知的影響，其中Cogni為民主認知水平，a1為股份合作制改革對民主認知的影響系數。方程（3）為加入民主認知這一中介變量后的檢驗方程，其中β’為檢驗方程中關鍵自變量的新系數，b1為中介變量民主認知的影響系數。為保證研究可靠性，上述三個方程中的控制變量均與基準模型相同。按照新檢驗方法對方程（1）、方程（2）和方程（3）進行逐步檢驗。

本文關鍵自變量農村集體產權制度改革是由中央統一部署、試點先行并向全國逐步推廣，可視為一種自上而下的外生性改革。因變量為農戶個體的民主參與，顯然，農戶個體行為不太可能會影響到這種自上而下的改革，所以不存在反向因果關系。另外，通過查閱中央和農業農村部有關農村集體產權制度改革的文件和改革試點部分區縣的實施方案等資料可知，中央及地方在選擇改革試點時并沒有將本文所關注的民主參與作為考量標準，選擇性偏誤問題存在可能也極小。此外，在借鑒相關文獻的基礎上，還通過添加、 篩選農戶個體、 村莊以及地區層面的控制變量以減少遺漏變量問題。因此，本研究所構建模型的內生性問題基本可以忽略。

五、實證分析

（一）基準回歸

表3 報告了股份合作制改革對農戶民主參與影響的基準回歸結果。第（1）列為民主參與對關鍵自變量的一元回歸估計，結果顯示系數在1%水平上具有統計顯著性且為正。第（2）列加入了農戶個體特征和村莊特征部分控制變量，股份合作制改革的系數估計仍在1%水平上顯著為正。第（3）列為在前一列基礎上繼續加入了村莊控制變量和地區虛擬變量的回歸結果，關鍵自變量的系數仍舊顯著為正。上述三個模型結果表明，股份合作制改革能顯著正向促進農戶民主參與。前三個模型均采用Probit 方法進行估計，對于二值離散型變量通常還可用Logit 回歸方法進行估計，因此第（4）列給出了Logit 模型的回歸估計作為檢驗，結果顯示股份合作制改革的系數也同樣顯著為正，表明股份合作制改革確實正向影響農戶的民主參與，研究假設1 得到了驗證。

表3 股份合作制改革對民主參與的影響

在農戶特征變量中，年齡、是否農業經營、是否為村民代表均在5%水平以上顯著影響農戶的民主參與，說明年齡越大，從事農業經營為主，為村民代表的農戶其民主參與的可能性就越高。其中從事農業經營為主農戶的民主參與程度高的原因可能是： 從事農業經營為主的農戶與村莊治理關系更緊密，村莊公共事務發展對其影響更大，比如農業設施類公共產品供給，農業政策覆蓋及專項補貼等，這些因素會促進其更有動機參與村莊選舉，以實現其預期收益。在村莊特征變量中，村莊人均可支配收入、 村莊宗族勢力顯著負向影響農戶的民主參與，表明村莊經濟發展水平越高的地區，農戶的民主參與程度越低。村莊宗族勢力越強，農戶的民主參與程度越低，宗族勢力參與村莊事務的方式會對村莊民主治理產生負向影響。此外，村委會選舉歷史在5%水平上顯著為正，表明村委會選舉實施越早，村莊民主程度可能較高，越能促進農戶參與村莊民主活動。

（二）股份合作制改革對村莊民主的影響差異分析

股份合作制改革對民主參與的影響可能存在異質性。一方面由于不同類型村莊的民主基礎和治理資源不同，改革以后對村莊民主治理增進的作用效果也會有所不同；另一方面農戶在年齡、性別、教育、宗教信仰等方面存在差異，也會使得改革對其在村莊民主活動的參與呈現異質性。

1.不同類型村莊的影響差異分析

本文按兩種分法對村莊進行分類，一是將農村分為傳統村和非傳統村。傳統村主要是指村莊開放程度不高，人口流出較大、二三產業發展水平較低的村莊。新型村是指更具有現代特征的村莊，包括城中村、中心村、合并村等。同時由于我國東西部地區經濟社會發展水平差異較大，本文也將村莊分為東部沿海地區村莊和內陸村莊兩個類型加以分析。

從表4 第（1）和第（2）列可以看出，股份合作制改革對民主參與的影響系數在傳統村與新型村中都在5%水平以上顯著為正，并且在新型村中的系數值為0.765，要大于在傳統村中的0.461，表明同樣進行股份合作制改革后，在新型村中對農戶民主參與的促進作用要比在傳統村中更大。第（3）和第（4）為沿海村和內陸村的比較分析。結果可以看出，股份合作制改革對民主參與的影響在兩種類型的村莊里均顯著為正，在內陸村莊的估計系數為0.301，不及沿海村的0.811，說明相較于內陸村而言，股份合作制改革對農戶民主參與的促進影響在沿海發達地區村莊更顯著。綜合而言，上述兩種村莊類型分法雖不同，但結論還是比較相似，就是在新型村或是在沿海村，股份合作制改革對村莊民主增進的作用都要大于在傳統村或內陸村。背后的邏輯在于治理主體多元化和治理資源多樣化的村莊，村莊的民主化推進速度較快。

表4 不同村莊類型的異質性分析

2.村莊宗族勢力的異質性分析。

相對葉綠素含量(SPAD值)和凈光合速率(Pn值)淹水處理結束后24 h，分別采用SPAD-502 PLUS型葉綠素儀和LCpro-SD型便攜式光合測定儀測定。

村莊內部網絡和關聯的差異也使得股份合作制改革對民主增進呈現一定的異質性。表5 第（1）和第（2）列是按照村莊第一大姓占比的均值將樣本數據分成“弱社會關聯”和“強社會關聯”兩組。由回歸結果可以發現，兩組中股份合作制改革對民主參與的影響系數均顯著為正，系數值由“弱社會關聯”組中的0.485 上升至“強社會關聯”組的0.846，表明股份合作制改革對社會關聯比較強的村莊中農戶的民主參與促進效果更好。這可能是由于社會關聯比較強的村莊，選舉出來的村干部大多是那些社會關聯密集者，如在村莊有著較高聲譽和威望的人、經濟能人等，他們往往易于影響村莊公共事務和活動的開展。而在社會關聯比較低的村莊，村民的行為更趨原子化，很難形成集體的、民主的行為。

宗族作為村莊非正式組織資源，對村莊民主治理的影響同樣不容忽視。表5 第（3）和第（4）列將數據樣本分成“弱宗族勢力”和“強宗族勢力”兩組，回歸結果顯示兩組中關鍵自變量對因變量的影響系數均在1%水平上具有統計顯著性。數值上看，“強宗族勢力”組織中的系數要略大于“弱宗族勢力”的系數，說明股份合作制改革在宗族勢力強的村莊中，對農戶的民主參與活動具有更大的促進作用。可能的解釋是，宗族勢力向村委會滲透的一個重要原因在于，村干部自覺地借助宗族力量來開展工作，這必然促使村莊正式制度力量與非正式制度力量產生耦合效應，導致村莊治理無論是結構上還是機制上都轉向多方協商和自調整，使村莊治理向民主化發展，促進農戶對民主活動的參與。

表5 村莊宗族勢力的異質性分析

宗族勢力與社會關聯兩者有一定的聯系但不盡相同，社會關聯更是一種基于網絡所形成的社會資本。從上述兩組的比較分析也可以發現，在股份合作制改革對村莊民主增進的影響中，社會關聯的異質性影響要比宗族勢力的異質性影響更為顯著，原因在于股份合作制改革的先行地區大多是經濟發展水平相對較高的地區，這些地區農村的社會結構也發生了很大的變化，在血緣、族親和習俗等傳統關聯的基礎上更容易地建立起以利益和契約為紐帶的現代關聯，加快了村莊民主治理的進程。這與阮榮平和鄭風田（2013）等學者的研究相似，隨著市場化發展、城鎮化推進以及農村勞動力的頻繁流動，村莊的宗族組織也在面臨空前的變化，其影響力也日漸衰弱。

3.農戶個體層面的影響差異分析

農戶的社會人口學特征不同，使股份合作制改革對民主參與的作用影響也存在異質性。正如Leighley & Nagler（2013）的研究，人們受教育程度、收入水平、種族、年齡、性別等社會人口學特征不同，其選舉參與率也是有差異的。

圖2 的A 組是按農戶年齡均值分為高、 低兩個樣本組，從結果可以看出，股份合作制改革在低年齡和高年齡兩個組中的系數都顯著為正，且在前者中的系數值要明顯大于后者，這表明年輕人在村莊民主活動中的積極性更高，而老年人民主參與相對較低。可能的原因在于年輕人的民主意識和民主認知都要比老年人要強，改革以后，村莊民主空間的擴展進一步激發了他們對民主活動的參與。

圖2 農戶個體層面的異質性分析

B 組按照受訪者的是否具有小學畢業文化將樣本數據分成高、低教育水平兩個對比組。從回歸結果可以得出關鍵自變量的系數在兩個組中都是顯著為正的，系數值在低教育水平組中要略低于高教育水平組，兩者的影響差異不明顯。本文也嘗試了按照是否接受過九年義務教育和按照受教育年限的均值來進行分組，回歸結果也較為相似。

C 組是通過詢受訪者“是否信仰宗教”將樣本數據分為有宗教信仰和無宗教信仰兩組。回歸結果顯示，股份合作制改革對民主參與的影響系數在無宗教信仰組里顯著為正，而在有宗教信仰組里不顯著。

D 組對農戶有沒有外出務工經歷的異質性進行了考察，這里對外出務工經歷的界定是指跨縣流動半年以上的務工經歷。根據回歸結果看出兩組中，股份合作制改革對民主參與的影響系數均顯著為正，且有外出務工經歷的農戶相較于沒有外出務工經歷的農戶，改革對其民主參與度的正向影響要更為明顯。

（三）中介效應分析

根據理論分析，股份合作制改革對民主參與的影響除了有直接效應外，可能還通過提高農戶的民主認知對民主參與產生影響。民主認知是民主參與的重要前提，對民主選舉程序不關心或不了解的人，其民主參與可能性也不可能會高。因此，農戶的民主認知會間接地影響其民主活動的參與，即民主認知是民主參與的中介變量。

根據溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應檢驗思路，本文采用分步檢驗方法進行檢驗，如果分步檢驗方法的檢驗力度不強而導致檢驗結果不明顯，再替換檢驗力度更強的Bootstrap 法進行檢驗。按照檢驗程序，首先查看基準模型中股份合作制改革對民主參與的主效應是否顯著。為便于比較，表6 第（2）列再次列出了基本回歸模型中的結果（同表3 第3 列）作為對照，可以發現模型中的主效應顯著為正且數值為0.609，檢驗的第一步符合預期結果。其次，檢驗改革對中介變量民主認知的影響系數是否顯著，即方程（2）中的a1是否顯著。表6 第（1）列給出了民主認知對股份合作制改革的回歸報告，結果表明關鍵自變量的影響系數為0.569，且在1%水平上顯著為正，說明改革能明顯提高農戶的民主認知。接著，將中介變量放入基準回歸模型中考察其對因變量的影響顯著性，即判斷方程（3）中b1的影響系數顯著性。表6 第（3）列的估計結果顯示，民主認知對民主參與的影響系數為0.139 且在1%水平上顯著。由上可以看出a1、b1符號均為正，說明存在中介效應。另外，關鍵自變量股份合作制改革對民主參與的影響系數也由第（2）列中的0.609 降至了0.528 且在1%水平上顯著，說明也存在直接效應。最后，a1b1和β’的符號也一致，整個檢驗程序都符合預設條件，說明民主認知在股份合作制改革對民主參與的影響中起到了部分中介作用，這同趙昶和董翀（2019）等人的研究相一致。研究假設2 也得到了驗證。

表6 民主認知的中介效應分析

（四）穩健性檢驗

1.關鍵自變量的替換檢驗。為檢驗本文回歸結果的穩健性，本文首先采用替換關鍵自變量的方法來檢驗模型的穩健性。將調研問卷另一問題“本村進行的集體經濟股份合作制改革進展程度”來對關鍵自變量“是否進行了股份合作制改革”進行替換，“股份合作制改革進展程度” 變量為有序的五個量級，因此在檢驗模型中，關鍵自變量取值也由“0、1”變為“1、2、3、4、5”。穩健性檢驗結果見表7 第（1）列，可見在替換了關鍵自變量后，系數仍然在1%水平上顯著為正，只是系數的數值比在基準模型中要略微有所變化，可見基準回歸模型的穩健性很好，股份合作制改革確實促進了農戶對村莊事務的民主參與。

2.中介變量的替換檢驗。為檢驗中介效應模型是否穩定，本文對中介變量也進行了替換處理。民主認知變量由原先的數值測算匯總改為問卷中另一較為直觀的問法：“您了解村主任選舉規則嗎：1 表示了解，0 表示不了解”，因此變量由數值型變為離散型。從表7 第（2）列為替換中介變量后的回歸結果可以看出，系數為0.515 且在1%水平上顯著。第（3）列為替換后的中介變量加入基準回歸模型后的回歸結果，關鍵自變量的系數仍顯著為正，表明直接效應為0.553，與表6 第（3）列的關鍵自變量系數0.528 非常相近，較基準回歸模型中的主效應0.609 有所下降，替換的中介變量系數也在1%水平上顯著為正，再次驗證了部分中介效應的存在。

表7 替換關鍵自變量、中介變量的穩健性分析

原方程中民主認知變量測度的最小值為零，而且數據中存在一定數量的零值，這說明該變量為限值變量，即在嚴格為正時才存在連續性，為了檢驗結果穩定性，本文還改用Tobit 模型進行了檢驗，限于篇幅省略了回歸報告表。結果表明，股份合作制改革對民主認知的回歸系數仍顯著為正。此外，本文還通過增加和減少控制變量來進一步檢驗模型的穩健性，結果顯示模型主要變量的回歸系數和統計顯著性并沒有發生太大改變。

六、結論與啟示

農村集體產權制度改革不僅有利于集體經濟壯大發展和保障農民財產權利，也有助于村莊民主運轉起來。本文在理論建構基礎上，運用全國18 省87 村1657 位農戶調研數據進行實證分析，得出以下幾點結論：第一，農村集體產權制度改革對民主參與具有顯著的正向影響。在控制了農戶年齡、農業經營、村民代表等個體特征，村莊經濟發展水平、宗族勢力、選舉歷史等村莊特征以及地區固定效應后結果仍非常顯著，說明股份合作制改革的民主增進效應非常明顯。第二，股份合作制改革的民主增進效應存在異質性。從村莊層面看，在東部沿海地區的新型村莊或是社會關聯與宗族勢力更強的傳統村莊里，股份合作制改革對農戶民主參與的促進作用更為明顯；從農戶層面看，在低年齡、 低教育程度以及有跨縣外出務工經歷組中，股份合作制改革對農戶民主參與的正向影響更為顯著。第三，通過機制分析，改革對民主參與的影響除了具有顯著的直接效應，還通過提高農戶的民主認知來促進民主參與，即民主認知在這種影響中具有部分中介效應。

基于以上結論，結合當前全面推進鄉村振興的新發展階段要求，本文得出以下政策啟示：第一，要深化農村集體產權制度改革，加快建立推動農村集體資產股份權能活化的體制機制，探索集體經濟新的實現形式和運行機制，推動資源資產化、資產股權化、集體與農民股東化進程，構建集體經營性資產保值增值和集體成員財產權益聯結機制，切實保障農民財產權利，激勵農民參與集體經濟發展和社會事務管理的主動性、 創造性和民主性。第二，要發揮集體產權制度改革效能，加快優化村級組織架構和完善治理機制，厘清集體經濟組織與村委會的職能和權責關系，建立健全“三會”（理事會、監事會和股東大會）等組織機構和民主運行機制，推動從選舉、決策、管理到監管的鄉村全過程人民民主建設。第三，鼓勵有條件的地區借鑒蘇州市高新區的“政經分開”、杭州市原江干區的“股社分離”等地的集體產權改革深化經驗，以現代經營理念和民主管理方式來提升農村集體資產的經營管理水平。第四，以數字化改革為契機推動集體“三資”（資源、資產、資金）經營管理的陽光化、規范化、民主化和留痕化，實現集體資產全過程的監管監督以及事后追溯，有效抑制村莊小微權力腐敗，激發農民參與村務管理和監督的積極性。

注釋：

①2014年11月，原農業部、中央農辦、原國家林業局印發的《積極發展農民股份合作賦予農民對集體資產股份權能改革試點方案》。