司法信任影響村委會(huì)換屆選舉嗎？
——基于CGSS2017 數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王創(chuàng) 楊洋

（1.廣東省退役軍人事務(wù)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(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于加快推進(jìn)鄉(xiāng)村人才振興的意見(jiàn)》[1]，要求加快培養(yǎng)鄉(xiāng)村治理人才。同年根據(jù)修訂的《廣東省村民委員會(huì)選舉辦法》[2]，該省成功組織實(shí)施了村委會(huì)換屆選舉。在選舉中發(fā)現(xiàn)存在“村民投票意愿低迷，推諉應(yīng)付了事”等現(xiàn)象，對(duì)此有學(xué)者從政治效能感、宗教信仰、地區(qū)類型等方面，開(kāi)展了深入研究，提出各類對(duì)策建議。但缺乏從司法角度，分析司法機(jī)關(guān)，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(diǎn)，使用全國(guó)性調(diào)查數(shù)據(jù)和定量分析方法，以期進(jìn)一步提高村民投票率。

一、概念界定與研究假設(shè)

（一）概念界定

司法信任度：公眾對(duì)司法機(jī)關(guān)（如檢察院、法院等）所具有的信任程度。它是百姓對(duì)司法機(jī)關(guān)工作成效、服務(wù)態(tài)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(shè)

從個(gè)體、家庭、政治、司法四個(gè)因素提出研究假設(shè)共計(jì)11 個(gè)，其中個(gè)體因素6 個(gè)，H1-a 至H1-f；家庭因素2 個(gè)，H2-a 至H2-b；政治因素2 個(gè)，H3-a 至H3-b；司法因素1 個(gè)，H4。各研究假設(shè)編號(hào)和內(nèi)容如下：

H1-a:不同性別會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H1-b:不同年齡會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H1-c:不同學(xué)歷會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H1-d:不同政治面貌會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H1-e:不同戶口性質(zhì)會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H1-f:不同工作經(jīng)歷會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H2-a:不同家庭經(jīng)濟(jì)收入會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H2-b:不同父親學(xué)歷會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H3-a:不同政治參與態(tài)度會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H3-b:不同政治參與頻度會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)換屆選舉有著顯著性影響。

H4:不同的司法信任度會(huì)對(duì)村民參加村委會(huì)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(wú)參加選舉、性別、年齡、學(xué)歷、政治面貌、戶口性質(zhì)、有無(wú)涉農(nóng)工作經(jīng)歷、家庭經(jīng)濟(jì)水平、父親學(xué)歷、政治參與態(tài)度、政治參與頻度、司法信任度”這12 個(gè)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(gè)案，最終得到有效個(gè)案樣本量為N=3140。再對(duì)12 個(gè)原始變量進(jìn)行重新編碼，計(jì)算得到對(duì)應(yīng)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(lái)分析“司法信任”與村委會(huì)換屆選舉之間的關(guān)系和影響，為此建立的回歸模型可以表達(dá)為如下公式：

其中Xi(i=1,2,3...11)表示11 個(gè)自變量，即X1 表示a2new 性別、X2 表示agenew 年齡、X3 表示a7anew 學(xué)歷、X4 表示a10new 政治面貌、X5 表示a18new 戶口性質(zhì)、X6 表示a58new 有無(wú)涉農(nóng)工作經(jīng)歷、X7 表示a64new 家庭經(jīng)濟(jì)水平、X8 表示a89bnew 父輩學(xué)歷、X9 表示c6new政治參與態(tài)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(gè)自變量對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)，ln[Pi/(1-Pi)]表示優(yōu)勢(shì)比（Odds Ratio 或OR 值）的自然對(duì)數(shù)，即因變量“有參加選舉”和“無(wú)參加選舉”兩種情況的發(fā)生概率相除后再取自然對(duì)數(shù)，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(gè)單位，因變量對(duì)應(yīng)的OR 值平均改變EXP(βi)個(gè)單位，β0 表示常數(shù)項(xiàng)（即截距），μ 表示殘差項(xiàng)。

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果解讀

（一）描述性分析

上一屆村委會(huì)換屆選舉，參加投票人數(shù)為1551 人、不參加人數(shù)為1589 人，接近1:1；從性別上看，樣本中男性個(gè)案人數(shù)為1575 人，百分比為50.2%、女性個(gè)案人數(shù)1565 人，百分比為49.8%，兩者也基本持平；在年齡構(gòu)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(nóng)村“青壯年外出打工、老年人在村生活”的現(xiàn)象；上述性別、年齡兩項(xiàng)統(tǒng)計(jì)值的百分比與全國(guó)第七次人口普查統(tǒng)計(jì)結(jié)果較為接近，說(shuō)明CGSS2017 數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，可以用來(lái)反映農(nóng)村的真實(shí)情況。在學(xué)歷方面，高中及以下學(xué)歷人數(shù)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(zhì)方面，農(nóng)業(yè)戶口是非農(nóng)業(yè)戶口的約1.71 倍；在工作經(jīng)歷方面，超過(guò)三分之二的樣本沒(méi)有過(guò)農(nóng)業(yè)工作經(jīng)歷；在家庭背景方面，經(jīng)濟(jì)收入高于當(dāng)?shù)仄骄降恼急葍H為7.1%，低于或約等于平均經(jīng)濟(jì)收入的百分比高達(dá)92.9%；在父親學(xué)歷方面，小學(xué)及以下百分比為71.9%；在政治參與態(tài)度方面，47.3%的樣本持負(fù)面消極態(tài)度，52.7%的個(gè)案持一般或積極態(tài)度；在政治參與頻度方面，不參與政治活動(dòng)的百分比為84.6%，是參加政治活動(dòng)的樣本的5.49 倍；在司法信任度方面，對(duì)司法機(jī)關(guān)信任較好的比例超過(guò)50%。

（二）交叉表分析

從個(gè)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(wú)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(méi)有呈現(xiàn)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(xiàn)上升趨勢(shì)，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(shuō)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(xiàn)出隨著學(xué)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(xué)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(tuán)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?yàn)椋好裰鼽h派＞群眾＞中共黨員＞共青團(tuán)員；有參加選舉投票的農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)業(yè)戶口百分比分別是56.0%、38.1%，顯示農(nóng)業(yè)戶口比非農(nóng)業(yè)戶口更有可能參加村委會(huì)換屆選舉；有參加選舉投票的無(wú)涉農(nóng)工作經(jīng)歷、有涉農(nóng)工作經(jīng)歷的百分比分別是41.8%、66.7%，顯示有農(nóng)業(yè)經(jīng)歷比無(wú)農(nóng)業(yè)經(jīng)歷更有可能參加村委會(huì)換屆選舉；此外年齡、學(xué)歷、政治面貌、戶口性質(zhì)、有無(wú)涉農(nóng)工作經(jīng)歷5 個(gè)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(gè)自變量與因變量存在顯著性影響。

從家庭因素上看，父親學(xué)歷為小學(xué)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(shí)父親學(xué)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(shí)采用最小顯著性差異法（LSD）和T 檢驗(yàn)保守成對(duì)比較法（Tamhane’s T2），可以得出以下結(jié)論：

從家庭因素上看，家庭經(jīng)濟(jì)水平的方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果Levene 統(tǒng)計(jì)量為3.545，顯著性P 值為0.029＜0.05，因此3 組數(shù)據(jù)的方差不齊，應(yīng)使用Tamhane’s T2 查看兩兩比較的結(jié)果，根據(jù)不同家庭經(jīng)濟(jì)收入的方差分析統(tǒng)計(jì)量F值為0.276，P 值為0.758＞0.05，因此認(rèn)為不同家庭經(jīng)濟(jì)收入不會(huì)對(duì)參加選舉產(chǎn)生顯著性影響。

從政治因素上看，政治參與態(tài)度的方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果Levene 統(tǒng)計(jì)量為0.442，顯著性P 值為0.643＞0.05，因此3組數(shù)據(jù)的方差齊性，應(yīng)使用LSD查看兩兩比較的結(jié)果，根據(jù)不同政治參與態(tài)度的方差分析統(tǒng)計(jì)量F 值為4.64，P值為0.01＜0.05，因此認(rèn)為不同的政治參與態(tài)度會(huì)對(duì)參加選舉產(chǎn)生顯著性影響；政治參與頻度的方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果Levene 統(tǒng)計(jì)量為51.887，顯著性P 值為0.000＜0.05，因此3 組數(shù)據(jù)的方差不齊，應(yīng)使用Tamhane’s T2 查看兩兩比較的結(jié)果，根據(jù)不同政治參與頻度的方差分析統(tǒng)計(jì)量F 值為17.502，P 值為0.000＜0.01，因此認(rèn)為不同的政治參與頻度會(huì)對(duì)參加選舉產(chǎn)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(yàn)結(jié)果Levene 統(tǒng)計(jì)量為34.720，顯著性P 值為0.000＜0.05，因此3 組數(shù)據(jù)的方差不齊，應(yīng)使用Tamhane’s T2 查看兩兩比較的結(jié)果，根據(jù)不同司法信任度的方差分析統(tǒng)計(jì)量F值為10.477，P 值為0.000＜0.05，因此認(rèn)為不同的司法信任度會(huì)對(duì)參加選舉產(chǎn)生顯著性影響。

（四）回歸分析

模型1 為只考慮個(gè)人因素和家庭因素8 個(gè)自變量的二元Logistic 回歸，其似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示卡方值為392.309，自由度為17，Sig.值為0.000＜0.05，說(shuō)明模型1 放入自變量具有有效性，模型1 具有構(gòu)建意義，同時(shí)Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)結(jié)果的卡方值為7.039，自由度為8，Sig.值為0.532＞0.05，說(shuō)明模型1 通過(guò)了Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較好。

模型2 為只考慮政治因素和司法因素3 個(gè)自變量的二元Logistic 回歸，其似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示卡方值為60.624，自由度為6，Sig.值為0.000＜0.05，說(shuō)明模型2放入自變量具有有效性，模型2 具有構(gòu)建意義，同時(shí)Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)結(jié)果的卡方值為1.865，自由度為6，Sig.值為0.932＞0.05，說(shuō)明模型2 通過(guò)了Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較好。

模型3 為考慮個(gè)人、家庭、政治和司法4 方面因素，全部11 個(gè)自變量的二元Logistic 回歸，其似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示卡方值為464.681，自由度為23，Sig.值為0.000＜0.05，說(shuō)明模型3 放入自變量具有有效性，模型3具有構(gòu)建意義，同時(shí)Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)結(jié)果的卡方值為7.310，自由度為8，Sig.值為0.504＞0.05，說(shuō)明模型3 通過(guò)了Hosmer 和Lemeshow 檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較好。

綜合3 個(gè)模型回歸結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

在個(gè)人因素方面，性別與因變量不存在顯著性關(guān)系，而年齡、學(xué)歷、政治面貌中的共青團(tuán)員和中共黨員、戶口性質(zhì)、有無(wú)涉農(nóng)工作經(jīng)歷5 個(gè)變量均與因變量呈現(xiàn)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(shí)其回歸系數(shù)均為正值且逐步增大，說(shuō)明隨著年齡的增大，有參加村委會(huì)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(jié)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(xiāng)生活，越關(guān)心村莊公共事務(wù)，越希望表達(dá)個(gè)人訴求、參與基層社會(huì)治理，故越樂(lè)意參加選舉活動(dòng)；學(xué)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(xué)歷為高中及以下的約0.7、0.08 倍，說(shuō)明學(xué)歷越高，其有參加選舉的意愿越弱，可能的原因是學(xué)歷越高，其擁有更多非農(nóng)工作技能，越具備在城市中長(zhǎng)期穩(wěn)定生活的條件，故不關(guān)心村委會(huì)換屆事宜，也不行使選舉權(quán)和被選舉權(quán)；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(shuō)明中共黨員比群眾更意愿參加選舉活動(dòng)，此外在模型3 中，共青團(tuán)員的Sig.值小于0.05，其參加選舉的概率是群眾的0.651 倍，說(shuō)明共青團(tuán)員比群眾更不意愿參加選舉活動(dòng)，民主黨派均未顯示與因變量存在顯著性作用；非農(nóng)業(yè)戶口的Sig.值小于0.01，與農(nóng)業(yè)戶口的偶值比約為0.6，說(shuō)明農(nóng)業(yè)戶口人員更可能參加選舉活動(dòng)；有涉農(nóng)工作經(jīng)歷的Sig.值小于0.01，與無(wú)涉農(nóng)工作經(jīng)歷的偶值比約為1.7，說(shuō)明有涉農(nóng)工作經(jīng)歷與因變量存在顯著性影響。

在家庭因素方面，家庭經(jīng)濟(jì)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(xué)歷中的初中高中中專技校、?？频腟ig.值小于0.1，其與因變量不存在顯著性（或弱顯著性）作用。對(duì)比低于均值，經(jīng)濟(jì)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(shuō)明家庭經(jīng)濟(jì)收入水平越高，參加選舉的概率越大，分析原因?yàn)樵趯?shí)現(xiàn)溫飽條件下，人們開(kāi)始追求公共權(quán)利、實(shí)現(xiàn)光耀門楣、擴(kuò)大人際圈，精神追求大于物質(zhì)滿足；對(duì)比小學(xué)及以下，父親學(xué)歷中初中高中中專技校、?？频呐贾当确謩e為0.827、0.443（模型1），0.813、0.472（模型3），回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明父親學(xué)歷為初中高中中專技校、?？频燃?jí)學(xué)歷水平比小學(xué)及以下學(xué)歷，參加選舉的概率略小，分析原因?yàn)殡S著父親學(xué)歷水平的提升，其知識(shí)技能水平同時(shí)提高，因此多會(huì)因生計(jì)外出務(wù)工或移居城鎮(zhèn)，脫離農(nóng)村，故隨著父親的學(xué)歷越高，其越不愿意參加選舉。

在政治因素方面，若對(duì)政治參與抱以積極態(tài)度、政治參與頻度越大，參加換屆選舉的機(jī)率越大，故其與因變量存在顯著性影響。對(duì)比消極，政治參與態(tài)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(shuō)明政治參與態(tài)度越良好，參加選舉的概率越大，故顯示出政治參與態(tài)度與因變量存在顯著性影響，分析原因是政治參與態(tài)度越良好，暗示其對(duì)村委會(huì)工作越認(rèn)可，根據(jù)外國(guó)學(xué)者Fishbein 提出的理性行為理論(Theory of Reasoned Action，簡(jiǎn)稱TRA)，該理論認(rèn)為態(tài)度動(dòng)機(jī)是構(gòu)成人類大部分行為的基礎(chǔ)[3]，“若態(tài)度動(dòng)機(jī)越正面、越積極，其實(shí)施行為的可能性就越大，反之則越小”[4]，這與劉裕、黃容針對(duì)大學(xué)生“政治參與冷漠”現(xiàn)象的研究結(jié)果一致[5]；對(duì)比不參加政治活動(dòng)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(shù)均為正數(shù)且逐步遞增，說(shuō)明政治參與活動(dòng)次數(shù)越多，參加選舉的概率越大，分析原因?yàn)檎螀⑴c次數(shù)越多，暗示其心向政府黨組織，采取與上級(jí)組織一致行為的概率越大，對(duì)于全省高度重視認(rèn)真部署的村委會(huì)換屆選舉，越可能參加選舉活動(dòng)。

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(duì)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(shù)均為正數(shù)且呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)，說(shuō)明司法信任度越良好，參加選舉的概率越大，分析原因?yàn)樗痉ㄐ湃味仍胶?，說(shuō)明村民對(duì)換屆選舉的法制環(huán)境越認(rèn)可，選舉流程可能越陽(yáng)光透明，選舉政策越公正公平公開(kāi)，越能激發(fā)村民的選舉熱情，越使得村民參與換屆選舉投票活動(dòng)。

四、結(jié)論與建議

研究結(jié)論：個(gè)人因素中年齡、學(xué)歷、政治面貌、戶口性質(zhì)、涉農(nóng)工作經(jīng)歷、家庭因素中家庭經(jīng)濟(jì)收入、政治因素中政治參與態(tài)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(gè)人因素中性別、家庭因素中父親學(xué)歷與因變量不存在顯著性影響。表現(xiàn)為中共黨員、農(nóng)業(yè)戶口、有涉農(nóng)工作經(jīng)歷、年齡越大、家庭經(jīng)濟(jì)收入越高、政治參與態(tài)度越好、政治參與次數(shù)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(tuán)員、個(gè)人和父親學(xué)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(guò)檢察、法院、政法委等多機(jī)關(guān)聯(lián)動(dòng)，打擊黑惡勢(shì)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(qiáng)司法機(jī)關(guān)宣傳開(kāi)放，推動(dòng)村民與司法機(jī)關(guān)互動(dòng)水平，如檢察院要落實(shí)檢察開(kāi)放日、開(kāi)展鄉(xiāng)間檢察、送法入戶等活動(dòng)。此外，還可以通過(guò)規(guī)范候選人演講，結(jié)果公示，樹(shù)立村干部?jī)?yōu)秀典型，拓展參與集體事務(wù)渠道，提高村民參與換屆選舉的熱情。

參與文獻(xiàn)：

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