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关键词：民主满意度；农村民主；社会网络；基层民主建设；民主制度；民主程序；社会资本
摘要：基层民主建设一直受实务界和研究者的关注，而基层民主满意度也是近年来的研究重点。以结构方程模型为基础，对中国乡镇民主与治理调查数据进行实证分析得到：“社会资本”、“民主的认知与价值”、“腐败感知”是民主满意度贡献最高的因素，而“经济评估”对民主满意度影响力最小；考虑到因子的内生作用，腐败感知对村民政治参与有显著负向作用，政治参与对政治想能有显著正向作用。
中图分类号：C812文献标志码：A文章编号：1009-4474（2016）05-00129-06
Key words： democracy satisfaction； rural democracy； social network； development of grassroots democracy； democratic system； democratic procedure； social capital
Abstract： This article adopts a political measure theory to establish democracy satisfaction factor analysis and structural equation and its influencing factors of the mathematical model based on the use of Chinese township of democratic governance survey data in order to conduct empirical analysis. From the outlook on Sociology， “social capital ”，“ political participation ”and“ perception and values of democracy ”are the highest contribution factors，while the prejudging by economic theory to assess the impact on democracy satisfaction is the minimum force. In consideration of the endogenous factor function at the same time， the perception of corruption has a significantly negative effect on the villagers political participation.Political participation can have a significant positive effect on the political thought.Therefore， to improve the democracy at the grassroots level satisfaction， we should pay attention to several areas mentioned above.
一、引言我国的社会主义基层民主政治，是广大人民群众在基层政治、经济、社会和文化事务领域，直接行使当家作主民主权利的制度建设和实践活动〔1〕。改革开放以来中国的基层民主自治获得了轰轰烈烈的发展，但也面临着一些需要突破的瓶颈性问题。从系统论和动态发展的角度看，中国基层民主治理经历了一个漫长的孕育生成和发展过程，它与中国近现代社会的巨变与转型是不可分割的〔2〕。而作为中国土生土长的一种民主制度，村民自治被誉为世界上最大的“民主训练班”。我国农村村民自治制度植根于泥土，行走于村野，被称为具有中国特色的“草根民主”〔3〕。近年来，学者针对基层民主制度和程序展开了深入的研究：既然村民自治制度有助于维护农民的利益，为什么现实实践中村民自治满意度较低？村民上访事件屡屡发生？基层民主生长过程是通过怎样的路径影响基层民主满意度？本文试图从影响基层民主满意度路径出发，探究各种影响因素下，基层民主村民满意度的形成机制。
二、文献综述西南交通大学学报（社会科学版）第17卷第5期程子建基层民主满意度影响路径研究——基于结构方程模型丹利伟认为民主满意度反映的是公民对权威当局（The Political Authorities）的特定性支持，作为比较政治学的重要概念，民主满意度在西方政治学界被普遍用作测量政治支持的指标〔4〕。有学者试图从经济层面探寻影响民主满意度的因素。对“经济评价”论持赞同态度的学者认为公民对经济绩效的评估是决定其民主满意度的最主要的因素。道尔顿发现在发达的工业化民主国家，民主满意度具有很强的“政策寓意”，与当局的经济表现密切相关〔5〕。洛克比对英、法、德、意4国的实证研究以及克拉克、达特和科恩伯格对1976～1986年西欧8国公民政治经济态度的调查都表明，经济评估是决定公民民主满意度的最重要的因素〔6〕。对于后发展国家而言，由于民生问题的现实性、紧迫性，经济因素对民主满意度的影响更为显著。英格赫特通过对拉美国家进行考察发现，公民民主满意度更多地取决于政府的经济绩效〔7〕。而从政治参与、社会资本、腐败感知以及政治效能感角度进行切入的文献大都是以政治信任作为被解释变量来进行研究。比如，胡荣从社团参与、社会信任和公共事务参与三个方面来测量社会资本，他通过回归分析发现在构成社会资本的3个因子中，除业缘社团因子对政府信任有负面影响外，社会信任和公共事务参与因子对政府信任都有积极的影响〔8〕。本文在以往文献基础上从政治参与、社会资本、腐败感知以及政治效能感角度对基层民主满意度的影响路径进行探究。 三、数据来源与分析（一）数据来源
本文数据来源于中国国家调查数据库（cnsda）与南开大学的中国农村社会调查。在以往基于该数据作为实证分析的文献中，王晶晶运用Logistic回归模型，分析了村民的腐败感知对其政治参与行为的影响。而进一步的分析发现，只有对村委会的腐败感知对村民政治参与的影响表现出显著性，其他层级政府的腐败感知的影响都不具有统计学意义〔9〕。孙昕等以此调查数据为依据，探讨了社会资本影响政治生活的作用机制，分析了中国基层社会条件下社会资本对政治领域的影响。分析结果显示，基层社会资本对民众政治参与意识、政府治理水平、政治信任、现代民主价值观、官民关系等具有积极的影响，但是对公民社会、政治参与行为的影响并不显著〔10〕。该调查问卷的设计与编选经过南开大学周恩来政府管理学院和英国诺丁汉大学社会学专业领域专家评审，基本能准确反映农村民主满意度调查要求，并通过效度检验。
（二）民主满意度描述性分析（descriptive analysis）
王衡等认为民主满意度是民主制度满意度和民主程序满意度两方面权衡的结果〔11〕，民主制度满意度和民主程序满意度被划分为4个等级，1为“很满意”，2为“比较满意”，3为“不太满意”，4为“很不满意”，各等级之间存在程度上的递进。通过对cnsda中搜集到的数据进行计算，民主制度本身的满意度均值为2.47，民主程序的满意度均值是2.82，78.2%农村居民对现行的民主制度持“比较满意”及以上的态度，却仅有62.1%的农村居民对民主程序持“比较满意”及以上的态度。
（三）民主满意度方差分析（factor analysis of variance）
在进行乡村民主满意度调查研究过程中，对乡村民众的性别（A1）和受教育程度（A8）两个交互影响的变量作用于民主满意度结果不容忽视，因此采用anova算法对民主满意度进行多因素方差分析。
首先进行单因素方差分析，建立假设检验：
H0：性别对民主满意没有影响，
H1：性别对民主满意存在显著性影响。
受访的民众当中，男性占比535%，女性占比465%，由大数定理可知，性别结果符合大样本随机抽样下的随机性。方差分析结果得出，chi2（1）=536391，Prob>chi2=0000，在005显著性水平下拒绝H0，可以得到性别因素对民主满意度存在显著性影响。
对受教育程度变量进行单因素方差分析，建立假设检验：
H2：受教育程度对民主满意没有影响，
H3：受教育程度对民主满意有显著影响。
90%受访民众受教育程度在高中及以下，而结果显示chi2（4）=866687，Prob>chi2=0000，在005的显著性水平下，拒绝H2，即受教育程度对民主满意度有显著性影响。
但对性别和受教育程度进行anova双因素方差分析时，受教育程度因素（Prob>F=075）对民主满意度影响变得不显著，而性别依然显著。进一步方差分析性别差异对受教育程度影响，却不存在显著性差异（Prob>chi2=0271），因此可以排除性别与教育的交互影响。
最后对政治面貌变量建立假设检验：
H4：政治面貌对民主满意没有影响，
H5：政治面貌对民主满意有显著影响。
结果显示chi2（3）=2611950，Prob>chi2=0000，在005显著水平下，拒绝H4，即政治面貌对民主满意度有显著影响。进一步探究政治面貌因素，受访的民众中男性党员占比达到77%，女性党员占比仅23%，与此同时oneway方差分析得出性别差异对政治面貌变量（A4）产生显著影响，这就说明乡村社会中党员中男女比例差异对民主满意存在显著影响并非偶然，因此可以解释性别差异造成民主满意度不同根本原因在于党员中男女比例的差异。
四、研究结果（一）因子分析
为了探究影响民主满意度的因子，本文将收集到的中国农村社会调查数据在重新编码后进行Bartlett球形检验和KMO检验，得KMO值为078，巴特利特球形度检验近似卡方值为3853331，自由度105，显著性水平p=001<005，通过检验，该数据可做因子分析。本文对问卷中所收集的数据采用Stata 120进行处理分析，将所有2221份样本进行因子分析，从而确保数据的真实性和随机性。在模型分析中，Stata120软件采用极大似然法，为因子分析提供初始解，结合特征值大于等于1的原则和方差贡献率以及碎石图提取公因子6个（见表1）。
通过表1正交旋转之后的因子载荷矩阵，再综合农村民主满意度实际背景，可作出如下因子解释：公因子F1在Q5、Q6、Q8、Q9问题上的载荷值较高，反映了居民自身参与行为影响政府决策的能力，即将其定义为“政治效能感”因子。公因子F2在Q13、Q15上载荷程度高，命名为“经济评估”因子。公因子F3在Q2、Q3、Q7问题上的载荷值较高，解释为“政治参与”因子。公因子F4在Q1、Q4、Q10问题上的载荷值较高，这些问题集中反映了农村内部紧密的社会网络和行动的共识，所以解释为“社会资本”因子。公因子F5在Q14、Q16问题上载荷值较高，命名为“腐败感知度”因子。公因子F6在Q11、Q12问题上拥有较高的载荷值，定义为“民主认知”因子，同时公因子方差提取均大于05，表明各问题中大部分信息均被因子识别，损失信息较少。
（二）结构方程模型
根据初始模型中因子分析的结果，本文将经济评估、社会资本、政治效能、政治参与、腐败感知度、民主认知6个公因子作为结构方程的潜变量，每个公因子整合了高载荷问题作为潜变量的观测变量，因此我们可以引入潜变量和观测变量来构建结构模型。通过对潜变量进行极大似然法拟合得到如表2的结果。 卡方检验，χ2=4656009，p=0000<0001，所有潜在变量的载荷系数在0001水平上显著，同时所有的观测变量在005的显著水平下通过检验。Daire和Joseph等都指出卡方检验会随着样本数的增大而增大，当样本数很大时，结构模型的任何拟合都会被卡方检验所拒绝，因此，还应当综合其他指标对模型进行判别。通过结构方程模型可以得到RMSEA=0052<006，SRMR=0047<009，同时CFI值为0932，TLI为0917，二者均大于09，表明模型拟合度优。在此基础上建立结构方程模型并得到回归系数（见图1）
（1）由于前期因子分析已对问题载荷进行表述，因此在图1中省略问题的路径；（2）Q30来自问卷：总体来讲，您对我国的民主制度发展现状满意吗？Q31来自问卷：总体来讲，您对目前本乡镇政府的民主政治建设状况满意吗？
在结构方程模型识别过程中，固定性别、文化程度、政治面貌全局变量之后，按照潜变量对民主满意度影响的重要程度排序，得出影响民主满意度并排在前三位的因子是社会资本（0800）、政治参与（0775）和民主认知和价值（0756），排在最后的因子是经济评估（0010）。这说明民主满意度是一种主观认知与外在反馈相结合的产物，拥有大量社会资本的民主参与者自然就会有高度的民主认知，能够通过自身行为影响政府决策，以获得民主环境下最优化资源。而对排在最后的经济评估因子进行分析可得经济评估潜在变量由“家庭经济状况等级”（0082）和“收入及生活水平差距大小（0998）”观测变量构成，两者的标准化因子贡献度相差之大，充分说明在当今的农村社会，效率主义不再是追求的唯一目标，而华中师范大学中国农村研究院自2006年启动“百村观察”计划研究报告显示中国农村居民基尼系数在2011年就已达到03949，正在逼近04的国际警戒线。贫富差距“恶性扩大”的效应已从城乡收入分配向农村内部拓展。而针对潜变量内部的影响关系，本文探究政治参与对政治效能感和腐败感知的影响程度。由计算结果可知，政治参与对政治效能感影响显著为正，与范柏乃、徐巍的研究得出的政治效能感是影响公民政治参与的关键因素，政治效能感和政治参与行为有强相关性〔12〕的结果相一致。且腐败感知对政治参与的影响显著为负，与之前的研究，腐败感知与政治参与呈显著的负相关关系，即村民对政府腐败感知度越高，政治参与程度越低〔9〕相一致。
五、结论社会资本是民主满意度形成的最主要机制，社会资本是个体和团体之间的关联——互惠性规范、社会网络和由此产生的相互信任，是人们在社会结构中所处的位置给他们带来的资源最优。对社区治理、公民社会和经济增长具有重要意义。世界银行将公民自由度和政府自由度作为衡量社会资本多寡的指标之一，在多数农村社会中，政府行政机构结构单一，人员关系简单，居民间关系融洽，互相信任，凡事商量着做，政府和农民之间存在良好的互动，处于这种环境下的农村居民会有较高的民主满意度，所以基层政府应着力维护好这种社会资本不被侵蚀。
民主认知与价值是民主满意度形成的前提，民主本身就是民众与生俱来的生存，因后天生长环境的影响而使民主认知与价值的感悟存在差异，内在民主认知会通过民主满意度而被强化，民主价值寄托于民主的诉求上。真正的民主是无论教育水平和见识水平的高低，人人都应该在政治上享有平等的发言权，而方差分析结果说明农村对民主知识的普及度还不高，民主意识并没有深入人心。造成这种结果的原因很可能在于乡村民众受教育程度普遍不高，不能很好地发挥自身民主建设的作用，发挥好手中投票权利。而在性别影响因素上，民主满意度在性别上存在显著差异性，究其根源在于党员中女性比例远小于男性，在现实生活中较少出现妇女主动参与乡村社会举行的竞选中，即使少数妇女参与竞选，即使她们受教育程度普遍高于同村妇女平均受教育程度，但她们在参与竞选过程中仍步履维艰。因为在农村社会基层，女性在以男性为主导的各种力量角逐中仍处于弱势的地位。
腐败感知是影响民主满意度的重要因素，腐败感知度越高，民主满意度就会随之提高。首先民主不是杜绝腐败充分条件，民主转型为腐败提供新机会和方式，使得民众感觉政府及其雇员变得更为腐败；其次自由化媒体以及民众与媒体接触频率增加，提高了腐败行为曝光率，也会增加民众的腐败感知。同时腐败感知度加强，民众感受到过去粉饰太平下的假象，更加追求真相，看到真实地政治博弈和政府运作过程，民众就更加接近真相，从而增强对民主的信任和满意。同时分析结果显示在基层社会中腐败感知越高，政治参与的意图就会下降。腐败感知对政治参与的影响主要来自对村民自治组织的腐败感知〔9〕。而根据社会风险放大效应理论，村民对政府腐败的风险感知会受制度、心理、文化等因素的影响而加强或衰减，并影响其风险行为〔13〕。媒体的报道偏好会产生对政府反腐的放大效应和对村委会腐败治理的缩小效应，引起村民对腐败认知的错觉，使他们认为村级反腐败效果甚微，腐败现象仍然非常严重，因而可能感知到比事实更多的腐败，对政治参与带来不利影响。因此，要引导媒体对腐败案件的全方位报道，不能忽视了基层自治组织反腐建设的成效〔9〕。
政治效能感与信任是密切相关的。当政治效能感低下的时候，公民不信任政府，认为他们的行动很难影响政治领导的作为〔14〕。村民对基层自治组织产生了不信任，自然而然会对产生本轮村民自治组织的民主选举制度产生质疑，对民主制度本身和民主程序过程的满意度降低。学界对于政治行为对公民政治效能感的影响，主要集中在政治参与行为。政治参与具有很强的教育功能，有助于提升选民的公民特质，提高其内在效能感；另一方面，政治参与行为也会迫使政府更好地响应民众需求，进而会提升选民的外在效能感〔12〕。由于本文对效能感不做内在效能感与外在效能感的区别研究，因此得到政治参与提高政治效能感，政治效能感又通过对基层自治组织的信任产生对基层民主的满意的结论。
对于排在最后的经济评估因子，虽然在模型的结果中潜变量对民主满意度贡献度较小，但不能不对其进行重视，从经济的纵向和横向进行比较后，代表“公平”的观测变量因子贡献度大过代表“效率”的因子，可能的解释是因为随着农村社会贫富差距的扩大，使农村经济出现“断层”，民众不再过分关注于经济发展的效率，而更关注于分配的相对公平，同时由于农民本身具有阶级局限性，着眼于对相同背景人群的收入比较，最终的结果往往是关系恶化，信任度下降，最终影响到整个基层民主进程稳固地发展。因此建立相对公平的社会和合理的经济层级结构成为基层民主建设需要重点解决问题。 参考文献：
〔1〕徐勇，刘义强.我国基层民主政治建设的历史进程与基本特点探讨〔J〕.政治学研究，2006，（4）：1-2.
〔2〕赵秀玲.“微自治”与中国基层民主治理〔J〕.政治学研究，2014，（5）：3.
〔3〕陈浩天.中国基层民主运行逻辑与反思——以村民自治的发展走向为检测视角〔J〕.探索，2011，（5）：3-4.
〔4〕Dunleavy P and Hood C.From Old Public Administration to New Public Management〔J〕. Public Money & Management，1994，14（3）： 9-16.
〔5〕Deleon L and Deleon P.The Democratic Ethos and Public Management〔J〕.Administration & Society，2002，34（2）： 229-250.
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〔7〕Inglehart R.How Solid is Mass Support for Democracy and How can We Measure It？ 〔J〕.Political Science and Politics， 36（1）： 51-57
〔8〕胡荣，胡康，温莹莹.社会资本、政府绩效与城市居民对政府的信任〔J〕.社会学研究，2011，（1）：1.
〔9〕王晶晶.腐败感知及其对村民政治参与的影响分析——基于中国乡镇民主与治理调查数据〔J〕.湖南农业大学学报（社会科学版），2016（3）：4-5.
〔10〕孙昕，徐志刚，陶然，等.政治信任、社会资本和村民选举参与〔J〕.社会学研究，2007（4）：165-187.
〔11〕王衡.“绩效评价”，抑或“政治评价”？——转型期中国公民民主满意度影响因素研究〔J〕.管理学刊，2014，（4）：1.
〔12〕范柏乃，徐巍.我国公民政治效能感的影响因素研究基于CGSS201数据的多元回归分析〔J〕.浙江社会科学，2014，（11）：1-3.
〔13〕Sheldon krimsky，DominicColding.风险的社会理论学说〔M〕.徐元玲，孟毓焕，徐玲，译.北京：北京出版社，2005：374.
〔14〕胡荣.中国人的政治效能感、政治参与和警察信任〔J〕.社会学研究，2015，（1）：3-4.
（责任编辑：叶光雄）
摘要：基层民主建设一直受实务界和研究者的关注，而基层民主满意度也是近年来的研究重点。以结构方程模型为基础，对中国乡镇民主与治理调查数据进行实证分析得到：“社会资本”、“民主的认知与价值”、“腐败感知”是民主满意度贡献最高的因素，而“经济评估”对民主满意度影响力最小；考虑到因子的内生作用，腐败感知对村民政治参与有显著负向作用，政治参与对政治想能有显著正向作用。
中图分类号：C812文献标志码：A文章编号：1009-4474（2016）05-00129-06
Key words： democracy satisfaction； rural democracy； social network； development of grassroots democracy； democratic system； democratic procedure； social capital
Abstract： This article adopts a political measure theory to establish democracy satisfaction factor analysis and structural equation and its influencing factors of the mathematical model based on the use of Chinese township of democratic governance survey data in order to conduct empirical analysis. From the outlook on Sociology， “social capital ”，“ political participation ”and“ perception and values of democracy ”are the highest contribution factors，while the prejudging by economic theory to assess the impact on democracy satisfaction is the minimum force. In consideration of the endogenous factor function at the same time， the perception of corruption has a significantly negative effect on the villagers political participation.Political participation can have a significant positive effect on the political thought.Therefore， to improve the democracy at the grassroots level satisfaction， we should pay attention to several areas mentioned above.
一、引言我国的社会主义基层民主政治，是广大人民群众在基层政治、经济、社会和文化事务领域，直接行使当家作主民主权利的制度建设和实践活动〔1〕。改革开放以来中国的基层民主自治获得了轰轰烈烈的发展，但也面临着一些需要突破的瓶颈性问题。从系统论和动态发展的角度看，中国基层民主治理经历了一个漫长的孕育生成和发展过程，它与中国近现代社会的巨变与转型是不可分割的〔2〕。而作为中国土生土长的一种民主制度，村民自治被誉为世界上最大的“民主训练班”。我国农村村民自治制度植根于泥土，行走于村野，被称为具有中国特色的“草根民主”〔3〕。近年来，学者针对基层民主制度和程序展开了深入的研究：既然村民自治制度有助于维护农民的利益，为什么现实实践中村民自治满意度较低？村民上访事件屡屡发生？基层民主生长过程是通过怎样的路径影响基层民主满意度？本文试图从影响基层民主满意度路径出发，探究各种影响因素下，基层民主村民满意度的形成机制。
二、文献综述西南交通大学学报（社会科学版）第17卷第5期程子建基层民主满意度影响路径研究——基于结构方程模型丹利伟认为民主满意度反映的是公民对权威当局（The Political Authorities）的特定性支持，作为比较政治学的重要概念，民主满意度在西方政治学界被普遍用作测量政治支持的指标〔4〕。有学者试图从经济层面探寻影响民主满意度的因素。对“经济评价”论持赞同态度的学者认为公民对经济绩效的评估是决定其民主满意度的最主要的因素。道尔顿发现在发达的工业化民主国家，民主满意度具有很强的“政策寓意”，与当局的经济表现密切相关〔5〕。洛克比对英、法、德、意4国的实证研究以及克拉克、达特和科恩伯格对1976～1986年西欧8国公民政治经济态度的调查都表明，经济评估是决定公民民主满意度的最重要的因素〔6〕。对于后发展国家而言，由于民生问题的现实性、紧迫性，经济因素对民主满意度的影响更为显著。英格赫特通过对拉美国家进行考察发现，公民民主满意度更多地取决于政府的经济绩效〔7〕。而从政治参与、社会资本、腐败感知以及政治效能感角度进行切入的文献大都是以政治信任作为被解释变量来进行研究。比如，胡荣从社团参与、社会信任和公共事务参与三个方面来测量社会资本，他通过回归分析发现在构成社会资本的3个因子中，除业缘社团因子对政府信任有负面影响外，社会信任和公共事务参与因子对政府信任都有积极的影响〔8〕。本文在以往文献基础上从政治参与、社会资本、腐败感知以及政治效能感角度对基层民主满意度的影响路径进行探究。 三、数据来源与分析（一）数据来源
本文数据来源于中国国家调查数据库（cnsda）与南开大学的中国农村社会调查。在以往基于该数据作为实证分析的文献中，王晶晶运用Logistic回归模型，分析了村民的腐败感知对其政治参与行为的影响。而进一步的分析发现，只有对村委会的腐败感知对村民政治参与的影响表现出显著性，其他层级政府的腐败感知的影响都不具有统计学意义〔9〕。孙昕等以此调查数据为依据，探讨了社会资本影响政治生活的作用机制，分析了中国基层社会条件下社会资本对政治领域的影响。分析结果显示，基层社会资本对民众政治参与意识、政府治理水平、政治信任、现代民主价值观、官民关系等具有积极的影响，但是对公民社会、政治参与行为的影响并不显著〔10〕。该调查问卷的设计与编选经过南开大学周恩来政府管理学院和英国诺丁汉大学社会学专业领域专家评审，基本能准确反映农村民主满意度调查要求，并通过效度检验。
（二）民主满意度描述性分析（descriptive analysis）
王衡等认为民主满意度是民主制度满意度和民主程序满意度两方面权衡的结果〔11〕，民主制度满意度和民主程序满意度被划分为4个等级，1为“很满意”，2为“比较满意”，3为“不太满意”，4为“很不满意”，各等级之间存在程度上的递进。通过对cnsda中搜集到的数据进行计算，民主制度本身的满意度均值为2.47，民主程序的满意度均值是2.82，78.2%农村居民对现行的民主制度持“比较满意”及以上的态度，却仅有62.1%的农村居民对民主程序持“比较满意”及以上的态度。
（三）民主满意度方差分析（factor analysis of variance）
在进行乡村民主满意度调查研究过程中，对乡村民众的性别（A1）和受教育程度（A8）两个交互影响的变量作用于民主满意度结果不容忽视，因此采用anova算法对民主满意度进行多因素方差分析。
首先进行单因素方差分析，建立假设检验：
H0：性别对民主满意没有影响，
H1：性别对民主满意存在显著性影响。
受访的民众当中，男性占比535%，女性占比465%，由大数定理可知，性别结果符合大样本随机抽样下的随机性。方差分析结果得出，chi2（1）=536391，Prob>chi2=0000，在005显著性水平下拒绝H0，可以得到性别因素对民主满意度存在显著性影响。
对受教育程度变量进行单因素方差分析，建立假设检验：
H2：受教育程度对民主满意没有影响，
H3：受教育程度对民主满意有显著影响。
90%受访民众受教育程度在高中及以下，而结果显示chi2（4）=866687，Prob>chi2=0000，在005的显著性水平下，拒绝H2，即受教育程度对民主满意度有显著性影响。
但对性别和受教育程度进行anova双因素方差分析时，受教育程度因素（Prob>F=075）对民主满意度影响变得不显著，而性别依然显著。进一步方差分析性别差异对受教育程度影响，却不存在显著性差异（Prob>chi2=0271），因此可以排除性别与教育的交互影响。
最后对政治面貌变量建立假设检验：
H4：政治面貌对民主满意没有影响，
H5：政治面貌对民主满意有显著影响。
结果显示chi2（3）=2611950，Prob>chi2=0000，在005显著水平下，拒绝H4，即政治面貌对民主满意度有显著影响。进一步探究政治面貌因素，受访的民众中男性党员占比达到77%，女性党员占比仅23%，与此同时oneway方差分析得出性别差异对政治面貌变量（A4）产生显著影响，这就说明乡村社会中党员中男女比例差异对民主满意存在显著影响并非偶然，因此可以解释性别差异造成民主满意度不同根本原因在于党员中男女比例的差异。
四、研究结果（一）因子分析
为了探究影响民主满意度的因子，本文将收集到的中国农村社会调查数据在重新编码后进行Bartlett球形检验和KMO检验，得KMO值为078，巴特利特球形度检验近似卡方值为3853331，自由度105，显著性水平p=001<005，通过检验，该数据可做因子分析。本文对问卷中所收集的数据采用Stata 120进行处理分析，将所有2221份样本进行因子分析，从而确保数据的真实性和随机性。在模型分析中，Stata120软件采用极大似然法，为因子分析提供初始解，结合特征值大于等于1的原则和方差贡献率以及碎石图提取公因子6个（见表1）。
通过表1正交旋转之后的因子载荷矩阵，再综合农村民主满意度实际背景，可作出如下因子解释：公因子F1在Q5、Q6、Q8、Q9问题上的载荷值较高，反映了居民自身参与行为影响政府决策的能力，即将其定义为“政治效能感”因子。公因子F2在Q13、Q15上载荷程度高，命名为“经济评估”因子。公因子F3在Q2、Q3、Q7问题上的载荷值较高，解释为“政治参与”因子。公因子F4在Q1、Q4、Q10问题上的载荷值较高，这些问题集中反映了农村内部紧密的社会网络和行动的共识，所以解释为“社会资本”因子。公因子F5在Q14、Q16问题上载荷值较高，命名为“腐败感知度”因子。公因子F6在Q11、Q12问题上拥有较高的载荷值，定义为“民主认知”因子，同时公因子方差提取均大于05，表明各问题中大部分信息均被因子识别，损失信息较少。
（二）结构方程模型
根据初始模型中因子分析的结果，本文将经济评估、社会资本、政治效能、政治参与、腐败感知度、民主认知6个公因子作为结构方程的潜变量，每个公因子整合了高载荷问题作为潜变量的观测变量，因此我们可以引入潜变量和观测变量来构建结构模型。通过对潜变量进行极大似然法拟合得到如表2的结果。 卡方检验，χ2=4656009，p=0000<0001，所有潜在变量的载荷系数在0001水平上显著，同时所有的观测变量在005的显著水平下通过检验。Daire和Joseph等都指出卡方检验会随着样本数的增大而增大，当样本数很大时，结构模型的任何拟合都会被卡方检验所拒绝，因此，还应当综合其他指标对模型进行判别。通过结构方程模型可以得到RMSEA=0052<006，SRMR=0047<009，同时CFI值为0932，TLI为0917，二者均大于09，表明模型拟合度优。在此基础上建立结构方程模型并得到回归系数（见图1）
（1）由于前期因子分析已对问题载荷进行表述，因此在图1中省略问题的路径；（2）Q30来自问卷：总体来讲，您对我国的民主制度发展现状满意吗？Q31来自问卷：总体来讲，您对目前本乡镇政府的民主政治建设状况满意吗？
在结构方程模型识别过程中，固定性别、文化程度、政治面貌全局变量之后，按照潜变量对民主满意度影响的重要程度排序，得出影响民主满意度并排在前三位的因子是社会资本（0800）、政治参与（0775）和民主认知和价值（0756），排在最后的因子是经济评估（0010）。这说明民主满意度是一种主观认知与外在反馈相结合的产物，拥有大量社会资本的民主参与者自然就会有高度的民主认知，能够通过自身行为影响政府决策，以获得民主环境下最优化资源。而对排在最后的经济评估因子进行分析可得经济评估潜在变量由“家庭经济状况等级”（0082）和“收入及生活水平差距大小（0998）”观测变量构成，两者的标准化因子贡献度相差之大，充分说明在当今的农村社会，效率主义不再是追求的唯一目标，而华中师范大学中国农村研究院自2006年启动“百村观察”计划研究报告显示中国农村居民基尼系数在2011年就已达到03949，正在逼近04的国际警戒线。贫富差距“恶性扩大”的效应已从城乡收入分配向农村内部拓展。而针对潜变量内部的影响关系，本文探究政治参与对政治效能感和腐败感知的影响程度。由计算结果可知，政治参与对政治效能感影响显著为正，与范柏乃、徐巍的研究得出的政治效能感是影响公民政治参与的关键因素，政治效能感和政治参与行为有强相关性〔12〕的结果相一致。且腐败感知对政治参与的影响显著为负，与之前的研究，腐败感知与政治参与呈显著的负相关关系，即村民对政府腐败感知度越高，政治参与程度越低〔9〕相一致。
五、结论社会资本是民主满意度形成的最主要机制，社会资本是个体和团体之间的关联——互惠性规范、社会网络和由此产生的相互信任，是人们在社会结构中所处的位置给他们带来的资源最优。对社区治理、公民社会和经济增长具有重要意义。世界银行将公民自由度和政府自由度作为衡量社会资本多寡的指标之一，在多数农村社会中，政府行政机构结构单一，人员关系简单，居民间关系融洽，互相信任，凡事商量着做，政府和农民之间存在良好的互动，处于这种环境下的农村居民会有较高的民主满意度，所以基层政府应着力维护好这种社会资本不被侵蚀。
民主认知与价值是民主满意度形成的前提，民主本身就是民众与生俱来的生存，因后天生长环境的影响而使民主认知与价值的感悟存在差异，内在民主认知会通过民主满意度而被强化，民主价值寄托于民主的诉求上。真正的民主是无论教育水平和见识水平的高低，人人都应该在政治上享有平等的发言权，而方差分析结果说明农村对民主知识的普及度还不高，民主意识并没有深入人心。造成这种结果的原因很可能在于乡村民众受教育程度普遍不高，不能很好地发挥自身民主建设的作用，发挥好手中投票权利。而在性别影响因素上，民主满意度在性别上存在显著差异性，究其根源在于党员中女性比例远小于男性，在现实生活中较少出现妇女主动参与乡村社会举行的竞选中，即使少数妇女参与竞选，即使她们受教育程度普遍高于同村妇女平均受教育程度，但她们在参与竞选过程中仍步履维艰。因为在农村社会基层，女性在以男性为主导的各种力量角逐中仍处于弱势的地位。
腐败感知是影响民主满意度的重要因素，腐败感知度越高，民主满意度就会随之提高。首先民主不是杜绝腐败充分条件，民主转型为腐败提供新机会和方式，使得民众感觉政府及其雇员变得更为腐败；其次自由化媒体以及民众与媒体接触频率增加，提高了腐败行为曝光率，也会增加民众的腐败感知。同时腐败感知度加强，民众感受到过去粉饰太平下的假象，更加追求真相，看到真实地政治博弈和政府运作过程，民众就更加接近真相，从而增强对民主的信任和满意。同时分析结果显示在基层社会中腐败感知越高，政治参与的意图就会下降。腐败感知对政治参与的影响主要来自对村民自治组织的腐败感知〔9〕。而根据社会风险放大效应理论，村民对政府腐败的风险感知会受制度、心理、文化等因素的影响而加强或衰减，并影响其风险行为〔13〕。媒体的报道偏好会产生对政府反腐的放大效应和对村委会腐败治理的缩小效应，引起村民对腐败认知的错觉，使他们认为村级反腐败效果甚微，腐败现象仍然非常严重，因而可能感知到比事实更多的腐败，对政治参与带来不利影响。因此，要引导媒体对腐败案件的全方位报道，不能忽视了基层自治组织反腐建设的成效〔9〕。
政治效能感与信任是密切相关的。当政治效能感低下的时候，公民不信任政府，认为他们的行动很难影响政治领导的作为〔14〕。村民对基层自治组织产生了不信任，自然而然会对产生本轮村民自治组织的民主选举制度产生质疑，对民主制度本身和民主程序过程的满意度降低。学界对于政治行为对公民政治效能感的影响，主要集中在政治参与行为。政治参与具有很强的教育功能，有助于提升选民的公民特质，提高其内在效能感；另一方面，政治参与行为也会迫使政府更好地响应民众需求，进而会提升选民的外在效能感〔12〕。由于本文对效能感不做内在效能感与外在效能感的区别研究，因此得到政治参与提高政治效能感，政治效能感又通过对基层自治组织的信任产生对基层民主的满意的结论。
对于排在最后的经济评估因子，虽然在模型的结果中潜变量对民主满意度贡献度较小，但不能不对其进行重视，从经济的纵向和横向进行比较后，代表“公平”的观测变量因子贡献度大过代表“效率”的因子，可能的解释是因为随着农村社会贫富差距的扩大，使农村经济出现“断层”，民众不再过分关注于经济发展的效率，而更关注于分配的相对公平，同时由于农民本身具有阶级局限性，着眼于对相同背景人群的收入比较，最终的结果往往是关系恶化，信任度下降，最终影响到整个基层民主进程稳固地发展。因此建立相对公平的社会和合理的经济层级结构成为基层民主建设需要重点解决问题。 参考文献：
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（责任编辑：叶光雄）