司法信任影響村委會換屆選舉嗎？
——基于CGSS2017 數據的實證分析

王創 楊洋

（1.廣東省退役軍人事務廳 廣東廣州 510000；2.茂名市人民檢察院 廣東茂名 525000）

2021 年中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《關于加快推進鄉村人才振興的意見》[1]，要求加快培養鄉村治理人才。同年根據修訂的《廣東省村民委員會選舉辦法》[2]，該省成功組織實施了村委會換屆選舉。在選舉中發現存在“村民投票意愿低迷，推諉應付了事”等現象，對此有學者從政治效能感、宗教信仰、地區類型等方面，開展了深入研究，提出各類對策建議。但缺乏從司法角度，分析司法機關，如檢察院、法院，是如何影響村民的投票行為。因此本研究以司法信任為切入點，使用全國性調查數據和定量分析方法，以期進一步提高村民投票率。

一、概念界定與研究假設

（一）概念界定

司法信任度：公眾對司法機關（如檢察院、法院等）所具有的信任程度。它是百姓對司法機關工作成效、服務態度等多方面綜合心理反映，通常司法信任度越好，越容易得到群眾支持，投票率越高，反之亦然。

（二）研究假設

從個體、家庭、政治、司法四個因素提出研究假設共計11 個，其中個體因素6 個，H1-a 至H1-f；家庭因素2 個，H2-a 至H2-b；政治因素2 個，H3-a 至H3-b；司法因素1 個，H4。各研究假設編號和內容如下：

H1-a:不同性別會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H1-b:不同年齡會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H1-c:不同學歷會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H1-d:不同政治面貌會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H1-e:不同戶口性質會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H1-f:不同工作經歷會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H2-a:不同家庭經濟收入會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H2-b:不同父親學歷會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H3-a:不同政治參與態度會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H3-b:不同政治參與頻度會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

H4:不同的司法信任度會對村民參加村委會換屆選舉有著顯著性影響。

二、變量操作化與回歸模型

（一）變量操作化

在CGSS2017.sav 文件中篩選得到“有無參加選舉、性別、年齡、學歷、政治面貌、戶口性質、有無涉農工作經歷、家庭經濟水平、父親學歷、政治參與態度、政治參與頻度、司法信任度”這12 個原始變量，去除缺失值、異常值、不知道、拒絕回答等未有效作答的個案，最終得到有效個案樣本量為N=3140。再對12 個原始變量進行重新編碼，計算得到對應名稱為“XXXnew”的新變量，如agenew=2017-a31。

（二）回歸模型

因變量a44new 為二分變量，因此使用二元Logistic回歸模型來分析“司法信任”與村委會換屆選舉之間的關系和影響，為此建立的回歸模型可以表達為如下公式：

其中Xi(i=1,2,3...11)表示11 個自變量，即X1 表示a2new 性別、X2 表示agenew 年齡、X3 表示a7anew 學歷、X4 表示a10new 政治面貌、X5 表示a18new 戶口性質、X6 表示a58new 有無涉農工作經歷、X7 表示a64new 家庭經濟水平、X8 表示a89bnew 父輩學歷、X9 表示c6new政治參與態度、X10 表示c52new 政治參與頻度、X11 表示c121new 司法信任度，βi(i=1,2,3...11)表示每個自變量對應的偏回歸系數，ln[Pi/(1-Pi)]表示優勢比（Odds Ratio 或OR 值）的自然對數，即因變量“有參加選舉”和“無參加選舉”兩種情況的發生概率相除后再取自然對數，通常OR 值解釋為在其他自變量不改變的情況下，自變量Xi 改變一個單位，因變量對應的OR 值平均改變EXP(βi)個單位，β0 表示常數項（即截距），μ 表示殘差項。

三、數據分析與結果解讀

（一）描述性分析

上一屆村委會換屆選舉，參加投票人數為1551 人、不參加人數為1589 人，接近1:1；從性別上看，樣本中男性個案人數為1575 人，百分比為50.2%、女性個案人數1565 人，百分比為49.8%，兩者也基本持平；在年齡構成方面，61 歲及以上老年村民占比最大，18-30 歲的青年村民占比最小，這較為符合農村“青壯年外出打工、老年人在村生活”的現象；上述性別、年齡兩項統計值的百分比與全國第七次人口普查統計結果較為接近，說明CGSS2017 數據質量較好，可以用來反映農村的真實情況。在學歷方面，高中及以下學歷人數為2514 人，占比為80.1%，居于主體地位；在政治面貌方面，中共黨員與群眾之比約為1:7；在戶口性質方面，農業戶口是非農業戶口的約1.71 倍；在工作經歷方面，超過三分之二的樣本沒有過農業工作經歷；在家庭背景方面，經濟收入高于當地平均水平的占比僅為7.1%，低于或約等于平均經濟收入的百分比高達92.9%；在父親學歷方面，小學及以下百分比為71.9%；在政治參與態度方面，47.3%的樣本持負面消極態度，52.7%的個案持一般或積極態度；在政治參與頻度方面，不參與政治活動的百分比為84.6%，是參加政治活動的樣本的5.49 倍；在司法信任度方面，對司法機關信任較好的比例超過50%。

（二）交叉表分析

從個人因素上看，有參加選舉投票的男性、女性百分比分別是49.8%、48.9%，無參加選舉投票的兩性之比為50.2:51.1，約為1:1，此外性別的卡方值為0.252、Sig.值大于0.05，即該自變量沒有呈現出與因變量顯著性影響；有參加選舉投票的18-30 歲、31-40 歲、41-50 歲、51-60 歲、61 歲及以上的樣本百分比分別是23.7%、37.1%、49.5%、60.6%、58.9%，顯示隨著年齡的增大，有參加選舉投票的樣本百分比呈現上升趨勢，反之未參加選舉投票的18-30 歲、31-40 歲、41-50 歲、51-60 歲的樣本百分比分別是76.3%、62.9%、50.5%、39.4%，說明年齡越小，其不參加選舉投票的可能性就越大；有參加選舉投票的高中及以下、專、本科、研究生及以上樣本的百分比分別是53.9%、32.6%、5.9%，呈現出隨著學歷的逐漸提高，樣本有參加選舉投票的可能性在下降，反之隨著學歷的逐漸提高，樣本不參加選舉投票的可能性在增大；有參加選舉投票的群眾、共青團員、民主黨派、中共黨員的百分比分別是49.9%、21.1%、75.0%、54.0%，顯示有參加選舉投票可能性從大到小排序為：民主黨派＞群眾＞中共黨員＞共青團員；有參加選舉投票的農業戶口、非農業戶口百分比分別是56.0%、38.1%，顯示農業戶口比非農業戶口更有可能參加村委會換屆選舉；有參加選舉投票的無涉農工作經歷、有涉農工作經歷的百分比分別是41.8%、66.7%，顯示有農業經歷比無農業經歷更有可能參加村委會換屆選舉；此外年齡、學歷、政治面貌、戶口性質、有無涉農工作經歷5 個自變量的卡方值分別為202.304、113.304、41.156、93.831、165.766，并且Sig.值均小于0.05，顯示這5 個自變量與因變量存在顯著性影響。

從家庭因素上看，父親學歷為小學及以下、初中高中中專技校、專科、本科及以上有參加選舉的百分比分別是55.4%、34.4%、18.4%、39.7%，同時父親學歷的卡方值分別為119.066，Sig.值小于0.05，顯示該自變量與因變量存在顯著性影響。

（三）方差分析

使用方差分析中的單因素ANOVA 方法，并在兩兩比較時采用最小顯著性差異法（LSD）和T 檢驗保守成對比較法（Tamhane’s T2），可以得出以下結論：

從家庭因素上看，家庭經濟水平的方差齊性檢驗結果Levene 統計量為3.545，顯著性P 值為0.029＜0.05，因此3 組數據的方差不齊，應使用Tamhane’s T2 查看兩兩比較的結果，根據不同家庭經濟收入的方差分析統計量F值為0.276，P 值為0.758＞0.05，因此認為不同家庭經濟收入不會對參加選舉產生顯著性影響。

從政治因素上看，政治參與態度的方差齊性檢驗結果Levene 統計量為0.442，顯著性P 值為0.643＞0.05，因此3組數據的方差齊性，應使用LSD查看兩兩比較的結果，根據不同政治參與態度的方差分析統計量F 值為4.64，P值為0.01＜0.05，因此認為不同的政治參與態度會對參加選舉產生顯著性影響；政治參與頻度的方差齊性檢驗結果Levene 統計量為51.887，顯著性P 值為0.000＜0.05，因此3 組數據的方差不齊，應使用Tamhane’s T2 查看兩兩比較的結果，根據不同政治參與頻度的方差分析統計量F 值為17.502，P 值為0.000＜0.01，因此認為不同的政治參與頻度會對參加選舉產生顯著性影響。

從司法因素上看，司法信任度的方差齊性檢驗結果Levene 統計量為34.720，顯著性P 值為0.000＜0.05，因此3 組數據的方差不齊，應使用Tamhane’s T2 查看兩兩比較的結果，根據不同司法信任度的方差分析統計量F值為10.477，P 值為0.000＜0.05，因此認為不同的司法信任度會對參加選舉產生顯著性影響。

（四）回歸分析

模型1 為只考慮個人因素和家庭因素8 個自變量的二元Logistic 回歸，其似然比檢驗結果顯示卡方值為392.309，自由度為17，Sig.值為0.000＜0.05，說明模型1 放入自變量具有有效性，模型1 具有構建意義，同時Hosmer 和Lemeshow 檢驗結果的卡方值為7.039，自由度為8，Sig.值為0.532＞0.05，說明模型1 通過了Hosmer 和Lemeshow 檢驗，擬合優度較好。

模型2 為只考慮政治因素和司法因素3 個自變量的二元Logistic 回歸，其似然比檢驗結果顯示卡方值為60.624，自由度為6，Sig.值為0.000＜0.05，說明模型2放入自變量具有有效性，模型2 具有構建意義，同時Hosmer 和Lemeshow 檢驗結果的卡方值為1.865，自由度為6，Sig.值為0.932＞0.05，說明模型2 通過了Hosmer 和Lemeshow 檢驗，擬合優度較好。

模型3 為考慮個人、家庭、政治和司法4 方面因素，全部11 個自變量的二元Logistic 回歸，其似然比檢驗結果顯示卡方值為464.681，自由度為23，Sig.值為0.000＜0.05，說明模型3 放入自變量具有有效性，模型3具有構建意義，同時Hosmer 和Lemeshow 檢驗結果的卡方值為7.310，自由度為8，Sig.值為0.504＞0.05，說明模型3 通過了Hosmer 和Lemeshow 檢驗，擬合優度較好。

綜合3 個模型回歸結果可以得出以下結論：

在個人因素方面，性別與因變量不存在顯著性關系，而年齡、學歷、政治面貌中的共青團員和中共黨員、戶口性質、有無涉農工作經歷5 個變量均與因變量呈現顯著性影響，具體為：性別在模型1、模型3 中Sig.值均大于0.1，故男女性別差異不存在與因變量的顯著影響；在模型1 中，年齡段為31-40 歲、41-50 歲、51-60 歲、61歲及以上，有參加選舉的可能性分別是18-30 歲的1.706、2.276、3.341、2.828 倍，同時其回歸系數均為正值且逐步增大，說明隨著年齡的增大，有參加村委會選舉的可能性就越大，年齡與因變量有顯著性影響（年齡在模型3 與模型1 中的結果一致），原因可能是年齡越大，他們出于照顧父母子女等需要越可能返鄉生活，越關心村莊公共事務，越希望表達個人訴求、參與基層社會治理，故越樂意參加選舉活動；學歷為專、本科和研究生及以上分別在模型1、模型3 中的Sig.值均小于0.05，且分別是學歷為高中及以下的約0.7、0.08 倍，說明學歷越高，其有參加選舉的意愿越弱，可能的原因是學歷越高，其擁有更多非農工作技能，越具備在城市中長期穩定生活的條件，故不關心村委會換屆事宜，也不行使選舉權和被選舉權；在模型1 中，中共黨員的Sig.值小于0.01，其參加選舉的概率是群眾的1.718 倍，說明中共黨員比群眾更意愿參加選舉活動，此外在模型3 中，共青團員的Sig.值小于0.05，其參加選舉的概率是群眾的0.651 倍，說明共青團員比群眾更不意愿參加選舉活動，民主黨派均未顯示與因變量存在顯著性作用；非農業戶口的Sig.值小于0.01，與農業戶口的偶值比約為0.6，說明農業戶口人員更可能參加選舉活動；有涉農工作經歷的Sig.值小于0.01，與無涉農工作經歷的偶值比約為1.7，說明有涉農工作經歷與因變量存在顯著性影響。

在家庭因素方面，家庭經濟水平的Sig.值小于0.05，其與因變量存在顯著性作用，而父親學歷中的初中高中中專技校、專科的Sig.值小于0.1，其與因變量不存在顯著性（或弱顯著性）作用。對比低于均值，經濟水平中約為均值、高于均值的偶值比分別為1.370、1.468（模型1），1.296、1.291（模型3），說明家庭經濟收入水平越高，參加選舉的概率越大，分析原因為在實現溫飽條件下，人們開始追求公共權利、實現光耀門楣、擴大人際圈，精神追求大于物質滿足；對比小學及以下，父親學歷中初中高中中專技校、專科的偶值比分別為0.827、0.443（模型1），0.813、0.472（模型3），回歸系數均為負數，說明父親學歷為初中高中中專技校、專科等級學歷水平比小學及以下學歷，參加選舉的概率略小，分析原因為隨著父親學歷水平的提升，其知識技能水平同時提高，因此多會因生計外出務工或移居城鎮，脫離農村，故隨著父親的學歷越高，其越不愿意參加選舉。

在政治因素方面，若對政治參與抱以積極態度、政治參與頻度越大，參加換屆選舉的機率越大，故其與因變量存在顯著性影響。對比消極，政治參與態度中積極的Sig.值均小于0.05，偶值比為1.176（模型2），1.131（模型3），說明政治參與態度越良好，參加選舉的概率越大，故顯示出政治參與態度與因變量存在顯著性影響，分析原因是政治參與態度越良好，暗示其對村委會工作越認可，根據外國學者Fishbein 提出的理性行為理論(Theory of Reasoned Action，簡稱TRA)，該理論認為態度動機是構成人類大部分行為的基礎[3]，“若態度動機越正面、越積極，其實施行為的可能性就越大，反之則越小”[4]，這與劉裕、黃容針對大學生“政治參與冷漠”現象的研究結果一致[5]；對比不參加政治活動的情況，政治參與頻度中較少、較多情況的偶值比分別為1.758、1.832（模型2），2.166、2.560（模型3），回歸系數均為正數且逐步遞增，說明政治參與活動次數越多，參加選舉的概率越大，分析原因為政治參與次數越多，暗示其心向政府黨組織，采取與上級組織一致行為的概率越大，對于全省高度重視認真部署的村委會換屆選舉，越可能參加選舉活動。

在司法因素方面，司法信任度為一般、較好的情況與因變量存在顯著性影響。對比較差情況，司法信任度一般、較好的Sig.值均小于0.01，偶值比為1.376、1.632（模型2），1.439、1.565（模型3），回歸系數均為正數且呈現遞增趨勢，說明司法信任度越良好，參加選舉的概率越大，分析原因為司法信任度越好，說明村民對換屆選舉的法制環境越認可，選舉流程可能越陽光透明，選舉政策越公正公平公開，越能激發村民的選舉熱情，越使得村民參與換屆選舉投票活動。

四、結論與建議

研究結論：個人因素中年齡、學歷、政治面貌、戶口性質、涉農工作經歷、家庭因素中家庭經濟收入、政治因素中政治參與態度與頻度、司法因素中司法信任度均與因變量存在顯著性影響，其中司法信任度越高，參加選舉的概率越大，而個人因素中性別、家庭因素中父親學歷與因變量不存在顯著性影響。表現為中共黨員、農業戶口、有涉農工作經歷、年齡越大、家庭經濟收入越高、政治參與態度越好、政治參與次數越多、司法信任越高的村民參加選舉的概率越大，反之共青團員、個人和父親學歷越高的村民參加選舉的概率越小。

為有效吸引村民參加換屆選舉，提高投票率，給出以下提高司法信任度的可行建議：一是通過檢察、法院、政法委等多機關聯動，打擊黑惡勢力干擾選舉等不法行為，做好換屆選舉的法律保障；二是加強司法機關宣傳開放，推動村民與司法機關互動水平，如檢察院要落實檢察開放日、開展鄉間檢察、送法入戶等活動。此外，還可以通過規范候選人演講，結果公示，樹立村干部優秀典型，拓展參與集體事務渠道，提高村民參與換屆選舉的熱情。

參與文獻：

[1]中國政府網站.關于加快推進鄉村人才振興的意見.[EB/OL].[2021-02-23].https://www.gov.cn/zhengce/2021-02/23/content_5588496.htm.

[2]國家法律法規數據庫網站.廣東省村民委員會選舉辦法.[EB/OL].[2020-09-29].https://flk.npc.gov.cn/detail2.html?ZmY4MDgwODE3NTI2NWRkNDAxNzU1N GMzNzhhZDIyODc.

[3]WEINER B.A Cognitive(Attribution)-Emotion-Action Mo del of Mo tivated Beh avior:An An alysis o f Judgments of Help-giving[J].Journal of Personality and Social Psychology,1980,39(2):186-200.

[4]段文婷,江光榮.計劃行為理論述評[J].心理科學進展,2008(2):315-320.

[5]劉裕,黃容.大學生參與人大代表選舉影響因素實證研究[J].四川理工大學學報,2013(1):13:63.